Informalidad regional en Colombia. Evidencia y determinantes
| Autor | García Cruz Gustavo Adolfo |
| Páginas | 43-85 |
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PRIMER SEMESTRE DE 2008, PP. 43-86.
ISSN 0120-3584.
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Informalidad regional en Colombia.
Evidencia y determinantes*
Regional informality in Colombia.
Evidence and determinants
Gustavo Adolfo García Cruz**
Resumen
Este trabajo estudia los diferenciales regionales en el grado de in-
formalidad laboral en Colombia. El análisis descriptivo muestra
diferencias locales en el grado de informalidad que son producto de
características económicas y sociales propias de cada región, que están
asociadas con la estructura productiva y la cercanía con otros centros
urbanos. Se estiman modelos de datos de panel en los que se relacio-
na la informalidad laboral con la participación porcentual del sector
industrial dentro del PIB departamental (variable proxy del enfoque
estructural de la informalidad) y el tamaño del gasto en nómina por
habitante de cada región (variable proxy del grado de burocratización
* Agradezco los comentarios de los profesores José Ignacio Uribe y Carlos Humberto Ortiz,
sin los cuales el desarrollo de este trabajo no hubiera sido posible. También agradezco a
los profesores Javier Andrés Castro, Manuel José Muñoz y a dos evaluadores anónimos
por sus valiosos comentarios. Gracias también a Christian Manuel Posso, investigador del
Banco de la República de Medellín, y de manera muy especial a Érika Raquel Badillo por
sus comentarios y apoyo.
** Magíster en Economía Aplicada de la Universidad del Valle, Cali, Colombia. Estudiante
de Doctorado en Economía Aplicada de la Universitat Autònoma de Barcelona, España.
Investigador asociado al Cidse y al Grupo de Investigación Economía Laboral y Sociología
del Trabajo de la Universidad del Valle. Correos electrónicos gustagar@univalle.edu.co,
gustavoadolfo.garcia@campus.uab.cat.
Este artículo fue recibido el 27 de septiembre de 2007, modificado el 17 de febrero de 2008
y aceptado el 30 de mayo del mismo año.
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o eficiencia del Estado que caracteriza el enfoque institucional de la
informalidad). La evidencia muestra que la informalidad tiene relación
inversa con el grado de desarrollo industrial de las ciudades y directa
con la variable de corte institucional, además de la existencia de un
factor local importante.
Palabras clave: informalidad laboral, análisis regional, desarrollo
industrial, eficiencia estatal.
Clasificación JEL: C23, J21, O14, R11, R12.
Abstract
This paper study the differences regional of the informal labor in
Colombia. The descriptive analysis shows local differences in the
degree of informality that are product of characteristics economic
and social own of every region, that are related with the structure
productive and the nearness with other cities. I estimate Models
of Panel Data, where the informality, the share percentage of the
manufacturer sector in the department PIB (variable that measures of
the structural approach) and the size of the expense in public wages per
capita of every region (variable that measures the degree of efficiency
of the state and characterizes the institutional approach), are related.
The results shows that the informality has a negative correlation with
the degree of industrially developed of the cities and has a positive
correlation with the variable institutional, furthermore the existence
of a local important factor.
Key words: informal labor, regional analysis, industrial development,
efficiency of state.
JEL Classification: C23, J21, O14, R11, R12.
Introducción
En Colombia, gran proporción de la población económicamente
activa (PEA) urbana se encuentra situada en las categorías laborales
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que representan los desajustes en el mercado laboral: el desempleo y
la informalidad. Entre estas dos categorías hay 6.205.453 personas,
según los datos del Dane al segundo trimestre de 2006, de las cuales
el 80% son trabajadores informales y el 20% restante representa a los
desocupados. Se observa que la informalidad es cuantitativamente
más importante que el desempleo.
Además de su mayor importancia cuantitativa respecto al desempleo,
la informalidad laboral tiene una elevada representación en la genera-
ción de empleo. Para el 2006, cerca de seis de cada diez trabajadores
colombianos se encuentran laborando en la informalidad (Dane, 2007).
Se tiene, entonces, que el mercado laboral de Colombia presenta un
desajuste tanto en la cantidad de puestos de trabajo que se generan,
como en su calidad.
Centrándonos en el desajuste en calidad, el mercado laboral de Colom-
bia presenta diferencias regionales. Analizando las tasas de informa-
lidad para las diez principales áreas metropolitanas de Colombia, se
tiene que Cúcuta, Villavicencio y Pasto presentan las mayores tasas,
con 71%, 68% y 66% al 2006, respectivamente; Medellín, Bogotá y
Manizales tienen los menores niveles de informalidad laboral, con tasas
de 52%, 55%, y 56% al 2006, respectivamente; y en un nivel intermedio
en el empleo informal, entre los dos primeros grupos de ciudades se
encuentran Cali, Pereira, Bucaramanga y Barranquilla, con tasas de
informalidad de 60%, 61%, 63% y 64% al 2006, respectivamente.
La importancia que tiene el sector informal obliga a hacer un estudio
tanto de su evolución como de sus determinantes. Teniendo en cuenta
además las diferencias regionales que existen en el comportamiento
de este sector, este trabajo pretende aproximarse a las causas de la
informalidad laboral urbana en Colombia. Se hace un esfuerzo por
introducir nuevos elementos y estudiar relaciones poco estudiadas en
el país sobre el fenómeno de la informalidad laboral regional.
La propuesta conceptual de este trabajo consiste en utilizar las vertien-
tes conceptuales más representativas de la informalidad laboral como
determinantes no excluyentes del fenómeno. No se pretende determinar
cuál vertiente es mejor, sino hacer uso de ellas para abarcar un mayor
conjunto de actividades y dar mayor explicación a la informalidad.
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La amplia literatura, tanto nacional como internacional, ha reconoci-
do que el sector informal comprende un conjunto muy heterogéneo
de actividades; por tanto, las relaciones laborales y decisiones de los
individuos se determinan en entornos muy diferentes. Existen tanto
actividades informales que son propias de decisiones empresariales
que pueden estar ligadas al sector formal de la economía y otras en las
que las condiciones económicas limitan las opciones laborales, lo que
no deja más que la informalidad como alternativa para subsistir.
Los dos principales enfoques teóricos que han definido, conceptualiza-
do y analizado los determinantes del sector informal, son: el enfoque
estructuralista y el enfoque institucionalista. Sin caer en la comparación
de estos dos enfoques teóricos para decidir cuál es el más apropiado,
se intenta buscar la utilidad que puedan ofrecer para entender la evo-
lución y determinantes de la informalidad laboral. Estos dos enfoques
pueden pensarse como explicaciones parciales que pueden llegar a
complementarse.
En la parte empírica de este trabajo se estudia el sector informal ur-
bano para las diez principales ciudades de Colombia. La fuente de
información son los módulos de informalidad aplicados por el Dane
en la Encuesta Nacional de Hogares (ENH) y en la Encuesta Continua
de Hogares (ECH) en los meses de junio para el período 1988-2006
(serie bianual hasta el 2000, con excepción de 1990, y anual desde el
2001 hasta el 2006).
Con base en la Encuesta de Hogares se toman dos definiciones de
informalidad laboral. La primera, la que sigue el Dane, entiende por
informalidad el conjunto de trabajadores constituido por los individuos
que laboran por cuenta propia, no profesionales ni técnicos, el servicio
doméstico, los trabajadores familiares sin remuneración y los emplea-
dores y empleados en empresas de hasta diez trabajadores. La segunda
definición asocia la informalidad con la ausencia de seguridad social
en salud, pensión o del salario mínimo vigente como ingreso laboral,
como se ha hecho en Núñez (2002), Flórez (2002) y Ribero (2003).
Con estas dos definiciones se construirán las tasas de informalidad por
ciudad para luego utilizarlas en el análisis de regresión.
Este estudio examina la relación que existe entre la informalidad la-
boral, el desarrollo industrial y las trabas a la formalidad que imponen
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el grado de burocratización (proxy de eficiencia estatal), representado
por el gasto en nómina municipal por habitante. Por medio de la esti-
mación de modelos de datos de panel, se ha encontrado que existe una
relación inversa entre el grado de desarrollo regional y la informalidad
laboral, lo cual indica que ciudades con mayor desarrollo industrial, de
mayor tamaño, con mercados grandes, con buena infraestructura, están
relacionadas con mejores condiciones laborales y, por tanto, menores
niveles de informalidad laboral. Respecto a la variable institucional, se
ha obtenido que su relación con el nivel de informalidad es positiva,
evidencia de que en aquellas ciudades con mayores cargas burocráticas
existen mayores niveles de informalidad laboral, producto de la inefi-
ciencia del Estado, que impone trabas a la formalidad. Así mismo se ha
evidenciado un factor local que está incidiendo en las condiciones de los
mercados de trabajo regionales. Este factor local sobre la informalidad
laboral puede estar asociado a la estructura sectorial de la producción y
a la localización geográfica de las ciudades.
El trabajo está organizado de la siguiente manera: en la primera sección
se estudia la estructura y evolución del mercado laboral de Colombia
en el período 1988-2006; la segunda sección está dedicada a mostrar la
caracterización regional del mercado laboral de Colombia; en la tercera
sección se realiza el análisis econométrico de los determinantes de la
informalidad laboral; la cuarta sección presenta las conclusiones, y al
final se incluyen las referencias bibliográficas.
I. Estructura y evolución del mercado laboral de
Colombia, 1988-2006
El fenómeno de la industrialización sin absorción laboral ha sido una
característica de la dinámica de desarrollo económico de los países
latinoamericanos en el decenio del noventa. Destacan la desindustria-
lización de los centros urbanos y la consolidación del sector comercial
y de servicios como actividades principales en la absorción de la mano
de obra (Weller, 2004). Para el promedio latinoamericano se tiene que
entre 1990 y 2003 la participación del sector de servicios en el empleo
urbano pasó de 71% a 75%. Esta característica no es ajena a Colombia:
en 1988 la participación del sector terciario era de 68%, para el 2000
pasó al 74% y en el 2005 fue de 70,6% (OIT, 2004 y 2006).
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Factores como el tejido social, la estrechez de los mercados y la ines-
tabilidad política, entre otros, han generado que el proceso de desarro-
llo industrial no se consolide, y por el contrario, se ha generado una
polarización y segmentación económica y social. Así como existen
sectores con altos grados de desarrollo técnico, que ofrecen buenas
condiciones laborales y producen en escala, también hay sectores
que han quedado al margen, no ofrecen condiciones laborales aptas y
sirven como refugio laboral para los individuos que han quedado por
fuera del primer sector o son expulsados de él.
La evidencia para Colombia de este hecho se muestra en el gráfico
1. En el decenio del noventa y primer lustro de 2000 se observa que
el crecimiento del empleo en el sector del comercio fue superior al
crecimiento en la industria, a pesar de que en algunos años la tasa de
crecimiento industrial fue alta. Aunque a mitad de dicho período hubo
un repunte en el crecimiento del PIB industrial, el sector del comercio
absorbió mucha más fuerza laboral. Se consolida una estructura eco-
nómica inclinada más hacia actividades de servicios y comercio, las
cuales están compuestas en mayor proporción de empleos de menor
productividad y en las cuales no se ofrecen buenas condiciones labo-
rales (Weller, 2000 y 2004; Castells, 1997; Pieper, 2000).
Gráfico 1. Tasa de crecimiento del PIB industrial frente a tasa de crecimiento
del empleo en el sector comercial y el industrial.
Fuente: DNP. La serie del PIB industrial fue tomada del Cega (2004) 1975-2000 y del Dane,
Cuentas Nacionales 2001-2005.
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Esta mayor inclinación hacia el sector terciario de la economía es
producto del desajuste entre alto crecimiento de la fuerza laboral
urbana y las bajas tasas de crecimiento económico (Weller, 2000 y
2004; OIT, 2004). Para el período 1991-2003, la OIT muestra que en
América Latina y el Caribe el PIB anual creció a una tasa de 2,6%,
lo que ha generado un crecimiento del empleo urbano de 1,9%, cifra
inferior al 2,3% de aumento en la fuerza laboral urbana. Colombia no
está muy alejada; tuvo una tasa de crecimiento del PIB de 2,4%, lo
que expandió el empleo en 2,6%, expansión insuficiente, dado que la
PEA creció 3,2% (OIT, 2004 y 2006).
Este desajuste entre menor crecimiento económico y mayor presión
de la oferta laboral ha llevado ha un doble desequilibrio en el mercado
laboral. Por un lado, hay un desequilibrio en cantidad, ya que no se
generan los suficientes puestos de trabajo, y por el otro, un desequilibrio
en calidad, siendo los nuevos trabajos mal remunerados y con muy
bajos requerimientos de capacitación y experiencia (Uribe y Ortiz,
2006). El crecimiento de las tasas de desempleo e informalidad es la
evidencia más clara de esta situación. En el cuadro 1 se observa que la
tasa de desempleo urbana en Latinoamérica entre 1990 y 2006 aumentó
significativamente, pasó de 8% en 1990 a 10,5% en el 2000, con una
caída en el 2006 y se situó en 8,6%. Entre tanto, la tasa de empleo
informal no cede: de 42,8% que el empleo informal representaba en
el total de ocupados urbanos en 1990, pasó a 48,6% en el 2000 y se
situó en 48,5% en el 2005. Situación peor para Colombia: la tasa de
desempleo en 1990 era de 10,5%, se situó en un 17,3% en el 2000
y para el 2006 cayó al 13,3%. La informalidad ha tenido un súbito
crecimiento, pasó de 45,7% en 1990 a 58,8% en el 2005.
Cuadro 1. Tasas de desempleo e informalidad urbana para el promedio
de América Latina y el Caribe y Colombia. (Porcentajes).
Tasa de desempleo Tasa de informalidada
Latinoamérica
1990 8 42,8
2000 10,5 48,6
2006 8,6 48,5b
Colombia
1990 10,5 45,7
2000 17,3 55,5
2006 13,3 58,8b
Fuente: OIT, 2006.
a La definición operativa de la informalidad laboral de la OIT sólo incluye a los ocupados en
empresas de hasta cinco trabajadores.
b Para el 2005.
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Analizando la tasa de informalidad por sector de las diez principales
áreas metropolitanas de Colombia (véase cuadro 2), se tiene que los
sectores de comercio y de servicios personales tienen las mayores
tasas, en especial en épocas de crisis económica. En estos sectores
están los vendedores ambulantes y el servicio doméstico (actividades
denominadas del “rebusque”), que en las crisis son, precisamente,
las actividades que más crecimiento presentan. Seguido está la cons-
trucción y el transporte, con una tasa de informalidad de 69% y 62%
al 2006, respectivamente, caracterizado por un crecimiento en los
primeros años del 2000. Entre tanto, las actividades de la industria,
electricidad, gas, agua, servicios financieros y públicos, que repre-
sentan el sector moderno de la economía, se encuentran por debajo
del índice de informalidad promedio de las diez áreas metropolitanas
(58%), aunque sus índices no son tan favorables. Lo anterior indica
que los menores aumentos de la informalidad laboral en el sector
industrial relativo a las otras actividades implica que este sector está
actuando como un ancla a la informalidad laboral. De esta forma la
mayor participación de la industria en la producción se relaciona con
aumentos relativamente inferiores en la informalidad.
Cuadro 2. La informalidad del empleo urbano según rama de actividad.
Diez áreas metropolitanas. (Porcentajes).
1988 1992 1994 1996 1998 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006
Agro silvicultura pesca 57,48 52,60 51,09 55,08 53,14 65,34 55,99 61,52 59,42 59,18 62,18 56,52
Minería 19,32 16,05 24,90 29,51 17,27 33,80 20,39 29,76 25,88 14,96 26,77 18,66
Industria manufacturera 46,02 44,74 43,59 44,12 48,49 51,51 47,83 50,92 51,21 47,32 46,93 47,38
Electricidad gas agua 2,34 5,24 7,02 3,81 6,07 8,10 3,14 1,68 0,41 1,52 0,38 5,68
Contrucción 57,97 60,85 56,51 63,74 67,22 74,97 74,70 73,08 75,72 72,18 74,09 68,98
Comercio restau. hoteles 77,65 72,29 72,66 73,06 75,47 80,46 76,89 79,61 80,24 78,14 77,82 77,68
Trans. almacena. comunica. 57,39 55,09 55,18 59,94 61,82 62,50 62,59 63,96 58,02 59,69 60,97 61,66
Estableciminetos finan. Seg.
Serv a las empresas 28,63 27,50 28,70 27,30 34,17 33,18 34,12 9,76 28,89 30,95 33,21 34,05
Servicios personales hogares 92,91 89,64 90,16 88,10 91,04 92,97 93,62 99,97 99,96 100,00 99,52 100,00
Otros servicios 12,67 15,35 16,02 13,87 14,65 17,92 20,77 37,60 35,55 33,70 34,34 34,61
Fuente: cálculos del autor. Procesamiento de la ENH y ECH-Dane, segundos trimestres.
La evolución de la estructura del empleo urbano (véase cuadro 3)
muestra que el peso de las actividades informales sobre el empleo total
representa más de la mitad de la ocupación urbana, con un crecimiento
desde 1992 hasta el 2002 que llega a una cifra de 60% en este último
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año y un leve descenso en los siguientes años que lo sitúa alrededor de
58% al 2006. Los trabajadores por cuenta propia no profesionales ni
técnicos son los de mayor participación y crecimiento en este sector,
que pasa de 21% en 1988 a 28% en el 2000, y oscila en este último
porcentaje para los siguientes años. Aunque se presentó un crecimiento
del empleo formal entre 1988 y 1996, al igual que en el 2006, con
mayor participación de la mediana y la gran empresa, que muestra una
modernización del empleo, el crecimiento de los empleos por cuenta
propia no profesionales ni técnicos, en especial en los primeros años
de 2000, muestra el sesgo hacia el trabajo no calificado que se ha
generado en el mercado laboral colombiano.
Cuadro 3. Estru ctura del empleo ur bano en Colo mbia . D iez áreas
metropolitanas.
1988 1992 1994 1996 1998 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006
Sector informal 56,31 54,44 52,81 52,76 54,97 59,22 59,64 60,40 59,87 57,48 57,84 57,90
1. Cuent a propia no profesionales
ni técnico 21,35 20,35 20,95 22,26 23,91 28,19 29,78 27,91 28,21 26,54 27,06 26,47
2. Microempresas 26,75 26,74 26,28 25,67 25,10 24,24 21,83 23,22 22,78 22,27 22,90 23,55
3. Servicio doméstico 5,59 5,17 4,36 3,77 4,40 5,21 5,50 6,30 5,81 5,74 5,49 5,53
4. Ayudantes familiares 2,62 2,17 1,22 1,07 1,56 1,58 2,53 2,97 3,06 2,93 2,39 2,36
Sector formal 43,69 45,56 47,19 47,24 45,03 40,78 40,36 39,60 40,13 42,52 42,16 42,10
1. Cuenta propia profesionales y
técnicos 2,45 2,44 2,87 2,96 3,82 4,51 2,80 3,06 2,80 2,91 3,23 2,73
2. Mediana y gran empresa 30,89 33,88 35,72 35,81 32,48 29,22 31,06 30,33 31,48 33,55 32,97 34,13
3. Gobierno 10,35 9,24 8,60 8,47 8,73 7,06 6,35 5,93 5,61 5,57 5,64 4,91
4. Otro 0,15 0,28 0,24 0,49 0,31 0,32
Total ocupados 100,00 100,00 100,00 100,00 100,00 100,00 100,00 100,00 100,00 100,00 100,00 100,00
Fuente: cuadro 1 del anexo.
En el cuadro 3 se observa que en la crisis, los empleos precarios se
convierten en una alternativa ante el desempleo. En el período de auge
económico, 1988-1996, los trabajos de buena calidad en el sector mo-
derno se expanden, siendo la mediana y la gran empresa las que más
absorben mano de obra, con un porcentaje de 49% en la generación
de nuevo empleo. En el período de crisis, 1998-2002, los trabajos de
baja calidad y mal remunerados abundan; el sector informal, la mayor
parte compuesto de trabajadores por cuenta propia, crece y auto-genera
697.555 nuevas plazas, frente a una disminución de 107.816 puestos
de trabajo del sector formal (véase cuadro 1 del anexo); esto implica
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Informalidad regional en Colombia.
Evidencia y determinantes
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que hay una gran proporción de trabajadores que son expulsados del
sector formal y se ven obligados a situarse en la informalidad.
El gráfico 2 muestra que las actividades informales son anticíclicas.
Como lo han mostrado varios estudios, la informalidad disminuye en el
auge y aumenta en la crisis. En los primeros años de la década del no-
venta, considerado de auge, las actividades informales disminuyeron;
luego para finales del noventa, período de desaceleración y recesión,
la informalidad aumentó considerablemente; finalmente, entre el 2001
y 2006 cayó levemente y se estabilizó; es un período que se puede
considerar de recuperación lenta. Se nota que la pérdida de dinamismo
en la economía por contracción del sector industrial, representada por
la caída en la participación industrial en el PIB, es un ajuste estructural
que incide de manera importante en el nivel de informalidad laboral.
Factores como la apertura económica que favorece la contratación de
trabajo calificado y la poca capacidad del sistema educativo colom-
biano para adaptarse a los nuevos requerimientos de educación, han
aumentado el desequilibrio en el mercado laboral en contra del trabajo
no calificado (Uribe, Ortiz, Posso y García, 2007).
Gráfico 2. Crecimiento del PIB real, industria e informalidad en Colombia,
1988-2005.
(Continúa...)
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Gráfico 2. Crecimiento del PIB real, industria e informalidad en Colombia,
1988-2005. (...Continuación).
Fuente: cálculos del autor. Procesamiento de la ENH y ECH-Dane. Cega (2004) 1975-2000 y
Dane, Cuentas Nacionales 2001-2005.
II. Caracterización regional del mercado laboral de
Colombia
Con la industrialización que vivió Colombia en la cuarta década del
siglo XX, se consolidaron cuatro centros urbanos: Bogotá, Medellín,
Barranquilla y Cali. Su dominio económico e industrial hacía de cada
una de estas ciudades los polos de desarrollo, lo cual caracterizaba
a Colombia como un país de ciudades, caso contrario a lo que se
presentaba en el resto de Latinoamérica, donde existía un solo centro
urbano por país (Galvis y Meisel, 2000; Moncayo, 2002). A partir del
decenio de 1950, cuando Barranquilla entró en proceso de decaden-
cia económica, Colombia ingresó en la era de una sola ciudad como
primacía urbana. En los años setenta, Bogotá se consolidó como el
único centro urbano con una población superior al conjunto de las otras
tres ciudades y con un crecimiento del PIB per cápita muy superior
(Galvis y Meisel, 2000).
El triángulo económico que se reforzó con el desarrollo de la red urbana
hace de Bogotá, Medellín y Cali las ciudades más industrializadas de
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Informalidad regional en Colombia.
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Colombia. Unido a estas ciudades y con una dinámica de desarrollo
diferente, el Eje Cafetero (Manizales, Armenia y Pereira) se consolidó
como centro urbano e industrial, que impulsó un mercado regional
ampliado como pilar del desarrollo de la región (Gómez, Restrepo,
González et. al., 2004).
Galvis y Meisel (2000) analizan el crecimiento de las ciudades co-
lombianas en el período 1973-1998, utilizando los depósitos bancarios
per cápita reales como una aproximación del PIB de cada ciudad. En
el cuadro 4 se muestran los valores del PIB que se calcularon para
veinte ciudades. Se tiene que Bogotá, Medellín, Bucaramanga, Cali,
Manizales, Barranquilla y Pereira presentan un PIB per cápita (a
precios de 1973) por encima de $ 5.000 pesos, que es el promedio
de las veinte ciudades analizadas. Con un resultado no esperado, Bu-
caramanga está en un tercer lugar por encima de Cali. Esto muestra
la dinámica que ha vivido el departamento de Santander con el auge
de exploración petrolera impulsada por el gobierno en esta región, y
que se ha profundizado en los últimos años del decenio del noventa
(Gómez et al., 2004).
En el mismo estudio de Galvis y Meisel (2000) se pone de resalto la
relación entre la situación geográfica y la dinámica de las ciudades.
Se plantea que las ciudades más prósperas se encuentran situadas a lo
largo de la cordillera de los Andes, y que las menos dinámicas están
en zonas más periféricas del país, en especial a lo largo de la Costa
Caribe. Como se observa en el cuadro 4, las ciudades con un ingreso
per cápita superior al promedio de 5.000 pesos, con excepción de
Barranquilla, están situadas en la cordillera de los Andes, y las menos
desarrolladas se encuentran en zonas más bien alejadas de la cordillera
y más cerca de la Costa Caribe, con excepción de Pasto.
En las estimaciones econométricas realizadas por Galvis y Meisel
(2000), los autores encuentran que las variables que mayor efecto
tienen sobre las tasas de crecimiento del PIB per cápita de las ciudades
y de su nivel, son el capital humano y la dotación de infraestructura
física. Otras variables incluidas fueron: la población municipal como
proxy del tamaño del mercado local y con ello de las economías de
escala y de aglomeración; y variables de localización, como son la
distancia a Bogotá, una variable dummy para la región Caribe y una
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dummy para identificar los puertos marítimos. Respecto a estos dos
tipos de variables adicionales, se encontró que el tamaño de la pobla-
ción tenía una relación positiva con el crecimiento del ingreso, lo que
indica que existe mayor potencial de demanda y aprovechamiento de
las economías a escala en las ciudades más grandes. Por su lado, las
variables de localización mostraron que las regiones del Caribe y de
puertos tienen una relación negativa con el crecimiento del ingreso,
lo que implica que las ventajas comparativas frente a las ciudades del
interior no son tan fuertes y que, por el contrario, dicha situación geo-
gráfica está frenando las posibilidades de crecimiento económico.
Cuadro 4. Ingreso per cápita real por ciudades, 1998.
(Pesos de 1973).
Ciudad PIB per cápita real
Bogotá 22.523,5
Medellín 14.819,1
Bucaramanga 10.411,2
Cali 9.045,4
Tunja 8.720,6
Manizales 7.446,7
Barranquilla 6.970,1
Pereira 5.943,7
Popayán 5.938,0
Armenia 5.669,5
Ibagué 4.857,0
Villavicencio 4.581,7
Cúcuta 4.260,5
Pasto 4.256,9
Neiva 4.082,9
Cartagena 3.834,9
Santa Marta 3.362,7
Sincelejo 2.944,1
Montería 2.939,6
Buenaventura 1.533,6
Fuente: Galvis y Meisel (2000).
Lo anterior muestra que Colombia tiene un esquema regional pola-
rizado, en el que el sistema económico se encuentra segmentado por
ubicación geográfica. Están las ciudades del interior, las cuales son las
más industrializadas, tienen gran población y constituyen un mercado
regional. Luego están las ciudades que han quedado rezagadas tanto
en tamaño como en dinámica económica y se encuentran situadas en
zonas periféricas.
56
Informalidad regional en Colombia.
Evidencia y determinantes
Gustavo Adolfo García Cruz
Analizando la participación del sector industrial dentro del PIB departa-
mental como proxy de la dinámica industrial (véase gráfico 3), se tiene
que los departamentos de Nariño, Meta y Norte de Santander son los
de menor índice. Para el caso de los dos primeros, los resultados son
esperados, ya que éstos tienen buena parte de su territorio dedicado
a la agricultura, que aunque se produzca a gran escala, la infraestruc-
tura y mano de obra no están técnicamente desarrolladas (González,
2004). En cuanto a Norte de Santander se esperaba por su ubicación
fronteriza con Venezuela, que su desarrollo industrial fuera mayor. Las
actividades en esta región se han inclinado más a los servicios y al
comercio, con un importante componente de actividades ilícitas, como
es el contrabando. Cúcuta, como capital, ha fundado su economía en
las actividades de tipo terciario en contra de las actividades agrícolas
e industriales, lo que ha generado una vulnerabilidad ante los cambios
de la economía venezolana (Mojica y Paredes, 2004).
Gráfico 3. Participación porcentual del sector industrial dentro del PIB
departamental, 1990 - 2005.
Fuente: Dane, Cuentas Nacionales Departamentales.
Siguiendo con el análisis anterior, se configura otro grupo de depar-
tamentos, en el cual la participación del sector industrial en el PIB es
mucho mayor que en los primeros departamentos analizados. Dentro
de este grupo, y como es de esperar, se encuentran: Bogotá, Antio-
quia, Valle y los departamentos del Eje Cafetero (Caldas y Risaralda).
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También aparece el departamento de Santander, donde, como se había
mencionado anteriormente, el impulso de la industria petrolera ha ge-
nerado dinámica y aumento de los empleos en los sectores industrial y
de construcción (Gómez et al., 2004). De igual forma, el departamento
del Atlántico aparece en este primer grupo, con una alta participación
del sector industrial en el PIB departamental. Este último departamento
muestra una fuerte caída, la mayor de todos los demás en análisis; pasa
de 27% en 1990 a 21% en 2000, y se mantiene para los años siguientes
en 19% en el peso del sector industrial en la economía de la región,
lo que es indicio de cómo la dinámica industrial fue desplazada por
otras actividades como la de servicios y el comercio.
Las dinámicas de desarrollo de las diferentes regiones en Colombia
han sido muy heterogéneas, y un factor que ha incidido es la ubica-
ción geográfica. Las ciudades del interior tienen mayor desarrollo con
mejores redes urbanas y mercados mayores, lo que ha impulsado su
desarrollo industrial. Entre tanto, las ciudades de puertos y fronteras
tienen frenado su desarrollo. La ventaja comparativa de tener a primera
mano los bienes que llegan del exterior no parece serlo realmente; el
crecimiento del contrabando y actividades de comercio, transporte y
cambio de divisas al margen de la ley son las que más abundan, lo
que ha contrarestado el efecto de actividades más productivas. Otras
ciudades, pequeñas y que no se encuentran en puntos fronterizos o
de puertos, han llevado a cabo otro tipo de estrategias para no quedar
rezagadas. Éste es el caso de las ciudades del Eje Cafetero (Manizales,
Pereira y Armenia), las cuales, con el impulso de una región integrada
y articulada entre ellas, pudieron crecer conjuntamente y dinamizar
tres departamentos. Por su parte, el auge petrolero ha impulsado el
desarrollo industrial de Bucaramanga, y la ha puesto por encima de
centros urbanos tradicionales como Cali y Barranquilla en la genera-
ción de empleo en el sector industrial (Gómez et al., 2004).
El empleo por rama de actividad para cada una de las ciudades con-
trasta este hecho (véase gráfico 4). Para 1998, las ciudades con mayor
participación del empleo en el sector industrial eran: Medellín, Buca-
ramanga, Bogotá, Cali y Pereira. Para el caso de la participación del
empleo en el sector del comercio, las ciudades con mayor tasa son:
Villavicencio, Cúcuta, Barranquilla, Bucaramanga y Pereira. Sobresale
el caso de Barranquilla, que tiene alta tasa de empleo en el sector de
58
Informalidad regional en Colombia.
Evidencia y determinantes
Gustavo Adolfo García Cruz
Gráfico 4. Participación del empleo por ramas de actividad en Colombia,
1998 y 2006.
Fuente: cálculos del autor. Procesamiento de la ENH y ECH-Dane.
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comercio y una muy baja tasa de empleo industrial, lo que muestra una
terciarización del empleo en esta ciudad; caso similar para Cúcuta y
Villavicencio. Igualmente, es particular el caso de Bucaramanga, que
tiene alta absorción laboral del sector industrial y muestra un desarrollo
importante en los últimos períodos. Se configuran nuevamente dos
grupos de ciudades: las que por mayor participación del sector indus-
trial en la economía absorben más fuerza laboral, y otras ciudades que
tienen el sector comercial como el mayor generador de empleos.
Como se había mencionado en la sección anterior, la expansión del
empleo en el sector del comercio es producto del crecimiento de las
actividades del “rebusque”. Analizando por ciudad para el 2006, se
tiene que la ciudad con mayor proporción de empleados en empre-
sas unipersonales es Barranquilla, con un 40% (véase gráfico 5). Le
siguen Cúcuta, Bucaramanga, Pasto y Villavicencio, con porcentajes
de 34%, 30%, 30% y 29%, respectivamente. En cuanto a las ciudades
con mayor empleo en el sector formal se encuentran, en su orden,
Medellín, Bogotá, Manizales, Cali y Pereira, con porcentajes de 48%,
45%, 44%, 40% y 39%, respectivamente. Existe correspondencia entre
las ciudades con mayor nivel de industrialización y empleos de buena
calidad, pues el sector formal moderno es el que mayor proporción de
puestos de trabajo genera. En contraparte, las ciudades que tienen fre-
nado su desarrollo y con una ubicación más periférica se caracterizan
por tener abundancia en puestos de trabajo precarios y sin opción para
generar economías a escala que impliquen un impulso en su desarrollo,
lo que hace perder sus ventajas comparativas en cuanto a ubicación
geográfica de fronteras o puertos.
Sobresalen en este análisis Barranquilla y Bucaramanga, que a pesar
de ser ciudades con un importante desarrollo industrial, tienen las ac-
tividades del sector informal como las principales en la generación de
puestos de trabajo. Esta característica muestra un elemento diferente
en el desarrollo industrial que afecta las formas de producir en estas
regiones. La evidencia descriptiva muestra que dicho elemento se
refiere a una característica propia de cada ciudad. Para Barranquilla,
se observa que la estructura sectorial de la producción está inclinada
más hacia actividades terciarias, como las comerciales, que desplazan
al sector industrial como generador de puestos de trabajo. Entre tanto,
en Bucaramanga, al estar cerca de Cúcuta y de la frontera con Vene-
zuela, se presentan economías subterráneas en torno al contrabando
60
Informalidad regional en Colombia.
Evidencia y determinantes
Gustavo Adolfo García Cruz
de combustible, que implica un deterioro en las condiciones laborales,
que contrarresta el efecto del grado elevado de desarrollo industrial.
Gráfico 5. Segmento ocupacional por ciudad, 2006.
Fuente: cálculos del autor. Procesamiento ECH-Dane segundo trimestre.
Nota: Unipersonal: trabajador por cuenta propia no profesional ni técnico; famiempresas: empre-
sas de dos a cinco trabajadores; microempresas: empresas de seis a diez trabajadores; empresas
formales: empresas de más de diez trabajadores y trabajadores calificados profesionales y técnicos
(Uribe y Ortiz, 2006).
Otras medidas que se acercan a las condiciones laborales en las regio-
nes son: la afiliación a la seguridad social en salud y pensión, el acceso
a un salario mínimo como ingreso laboral y el estado contractual. En
el gráfico 6 se observa que para el año 2006 el cumplimiento de parte
de los trabajadores a la seguridad social en Colombia estaba en 41,7%.
Se notan diferencias marcadas por ciudad. Mientras que Medellín es
la ciudad con mayor grado de cumplimiento, donde más de la mitad
de los trabajadores tienen seguridad social, Cúcuta está en el extremo
contrario, con sólo al 21% de sus trabajadores urbanos con seguridad
social. Resalta también el grado de cumplimiento de Manizales, Pe-
reira y Bogotá, que se sitúan por encima del promedio nacional. En un
escalón intermedio por debajo del promedio nacional, se encuentran
Cali, Bucaramanga y Barranquilla, que a pesar de ser ciudades con
cierto desarrollo urbano y tejido empresarial, presentan bajos niveles
de cobertura de seguridad social en sus trabajadores. Esto se explica
por los altos niveles de informalidad en estas ciudades producidos
por la alta proporción de actividades del rebusque. Muy por debajo
de estas últimas están Villavicencio y Pasto, las cuales comparten la
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cola con Cúcuta de ciudades con menor cobertura de seguridad social
de los trabajadores en Colombia.
Gráfico 6. Afiliación a seguridad social en salud y pensión por área me-
tropolitana, 2006.
Fuente: cálculos del autor. Procesamiento ECH-Dane, segundo trimestre.
El acceso de los trabajadores a un salario mínimo se ha mantenido
relativamente constante entre el 2001 y el 2006. Del total de diez áreas
metropolitanas, se tiene que para el 2001 el 63% de los trabajadores
ganaban uno o más salarios mínimos, al 2006 esta cifra aumentó un
punto porcentual (véase gráfico 7).
Con un comportamiento contrario a las grandes ciudades, donde es
menos probable recibir menos de un salario mínimo como remunera-
ción, están Cali y Barranquilla, con un porcentaje de trabajadores que
ganan uno o más salarios mínimos por debajo del agregado nacional;
más aún esta última ciudad, la cual ha tenido una caída de 10 puntos
porcentuales del 2001 al 2006. Sobresalen también Bucaramanga y
Villavicencio, las cuales han tenido un aumento considerable en el
porcentaje de trabajadores bien remunerados. Esto puede deberse a
factores asociados con su desarrollo industrial, comercial y urbano en
los últimos años. Por el lado de Bucaramanga, el auge de la extracción
petrolera ha impulsado los sectores de la industria y la construcción,
lo cual ha generado un crecimiento importante de los ingresos de la
región. En cuanto a Villavicencio, la mayor integración con Bogotá
62
Informalidad regional en Colombia.
Evidencia y determinantes
Gustavo Adolfo García Cruz
ha insertado esta región al comercio nacional e internacional, lo que
la ha situado como la principal abastecedora de bienes agrícolas. De
igual forma, el gran acceso desde esta región y hacia ella ha permitido
un crecimiento importante del sector comercio, restaurante y hotelería
(Castañeda, 2004; González, 2004).
Gráfico 7. Porcentaje de trabajadores que ganan uno o más salarios mí-
nimos por área metropolitana.
Fuente: cálculos del autor. Procesamiento ECH-Dane segundos trimestres.
Nota: el salario mínimo en 2001 fue de 286.000 pesos y para el 2006 fue de 408.000.
El análisis de la existencia de un contrato escrito muestra que el 65%
de los empleados en Colombia para el año 2006 cumplían con esta
regulación. Aunque legalmente la contratación verbal es vista como un
contrato laboral, la existencia de un documento en el que se expresen
puntualmente las condiciones laborales da indicios de cierto nivel de
formalización laboral (véase gráfico 8).
Entre las ciudades con mayor porcentaje de trabajadores con contrato
escrito se tiene a Medellín, Barranquilla, Bogotá y Manizales, porcen-
tajes que están entre el 77% y el 65%. En estas ciudades se concentra
la mayor proporción de empresas grandes que implican cierto nivel de
formalización en las condiciones de los trabajadores. Muy por debajo
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del promedio nacional de trabajadores con contrato escrito se encuentra
Cúcuta, con un porcentaje de 44%. Esto muestra la abundancia de acti-
vidades que se encuentran al margen de las regulaciones institucionales,
posiblemente por el efecto de las actividades ilegales fronterizas.
Gráfico 8. Porcentaje de trabajadores que tienen contrato escrito por área
metropolitana, 2006.
Fuente: cálculos del autor. Procesamiento ECH-Dane segundo trimestre.
Del lado del cumplimiento de la seguridad social y de pensiones, el
salario mínimo y la existencia de un contrato escrito, como formas
institucionales de medir las condiciones en los mercados regionales de
trabajo, se notan igualmente ciertos elementos locales. Así como hay
ciudades con mayor cumplimiento institucional que garantizan buenas
condiciones en el mercado laboral –Medellín, Bogotá y Manizales–,
existen otras en las que no hay un mínimo cumplimiento y, por tanto,
hay una precarización en las condiciones laborales.
Examinando el agregado del sector informal por ciudad (véase gráfico
6), se confirma la evidencia de un efecto ciudad en el deterioro de las
formas de trabajo. Las ciudades que se han mantenido en su dinámica
de desarrollo y otras que han aprovechado su cercanía para promover
un mercado regional ampliado, han hecho de Medellín, Bogotá, Ma-
nizales, Cali y Pereira, las ciudades más industrializadas de Colombia.
Su infraestructura, el nivel de capital humano, su ubicación geográfica,
el tamaño, factores culturales, entre otros factores, hacen que en estas
64
Informalidad regional en Colombia.
Evidencia y determinantes
Gustavo Adolfo García Cruz
ciudades las condiciones laborales sean mucho más favorables. De
esta forma se configuran dos grupos de ciudades que relacionan los
anteriores factores con la calidad del empleo: un primer grupo con altas
tasas de informalidad urbana, esta formado por Cúcuta, Villavicencio,
Pasto, Barranquilla y Bucaramanga; el segundo grupo, con un nivel de
empleo informal inferior al primer grupo, lo forman Medellín, Bogotá,
Manizales, Cali y Pereira.
Gráfico 9. Evolución de la tasa de informalidad por ciudades, 1988-2006.
Fuente: cálculos del autor. Procesamiento ENH y ECH-Dane, segundos trimestres.
Nota: se utilizó la definición de informalidad del Dane, aunque con la definición institucional el
comportamiento es muy similar.
III. Determinantes de la informalidad laboral en
Colombia: un modelo de datos de panel
En el gráfico 9 se observa una segmentación entre ciudades por nivel de
calidad en el empleo. En otros estudios esta relación se ha establecido
en términos del tamaño de las ciudades: cuanto menor sea la ciudad,
mayor es el grado de informalidad de su empleo (Uribe y Ortiz, 2006;
Henao, Rojas y Parra, 1999). Sin embargo, existen otros elementos
determinantes adicionales del grado de informalidad, condiciones y
procesos particulares en las ciudades que afectan el mercado laboral.
Determinarlos permitirá entender las dinámicas de los mercados de
trabajo regionales y los factores asociados a su deterioro.
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Para capturar las diferencias locales sobre la informalidad laboral,
se hace un análisis de regresión tipo panel en el cual se relaciona
la informalidad laboral con el grado de desarrollo industrial y una
variable proxy de eficiencia estatal que intenta capturar el elemento
institucional. Una posibilidad es utilizar las dos conceptualizaciones de
la informalidad1 como determinantes, de tal forma que puedan explicar
la gran heterogeneidad de las actividades informales y así comprender
el universo de actividades que comprende este fenómeno.
En el panel, la unidad de corte transversal es la ciudad (N = 10 áreas
metropolitanas), y la parte temporal son los años: 1988, 1992, 1994,
1996, 1998 y 2000 a 2005 (t = 11). La variable dependiente es la tasa
de informalidad (TI). Se tomaran dos definiciones de la informalidad
laboral, la del Dane y la que asocia estas actividades con la ausencia
seguridad social en salud y pensión o del salario mínimo como ingreso
laboral. Como determinantes se incluirá una variable de desarrollo
industrial y otra que mide la eficiencia del Estado. La primera variable
está representada por la participación porcentual del PIB industrial de
cada departamento sobre el total del PIB departamental (PPIB). Esta
información fue tomada de las Cuentas Nacionales Departamentales del
Dane. Lo ideal sería contar con información por ciudad; sin embargo,
esta información no se encuentra disponible. La variable de eficiencia
estatal se construyó como el gasto en nomina per cápita (GASTO). La
información de esta variable fue tomada de la base de datos del Banco de
la República sobre la situación fiscal de los municipios. En los cuadros
2 y 3 del anexo se muestran algunas estadísticas descriptivas y correla-
ciones parciales de las variables utilizadas en las regresiones.
La estructura del modelo es la siguiente:
(1)
1 Se distinguen dos principales enfoques que estudian la informalidad laboral: el enfoque
estructuralista y el institucionalista. El primero ofrece una explicación del fenómeno de la
informalidad laboral como producto del comportamiento de la estructura económica (Klein
y Tokman, 1988; Uribe y Ortiz, 2006); es un análisis macroeconómico de la informalidad. El
segundo enfoque plantea que las actividades informales son una elección de los individuos
que responde a las excesivas regulaciones económicas y la ineficiencia del Estado por car-
gas burocráticas (De Soto, 1987 y 2000; Loayza, 1997; Perry, Maloney, Arias, Fajnzylber,
Mason y Saavedra-Chanduvi, 2007; Portes y Benton, 1984; Uribe y Ortiz, 2006), que sería
el análisis microeconómico de la informalidad.
66
Informalidad regional en Colombia.
Evidencia y determinantes
Gustavo Adolfo García Cruz
Se espera que la variable de desarrollo industrial tenga una relación
inversa con el grado de informalidad laboral. Ciudades con mayor
desarrollo industrial, de mayor tamaño, con mercados grandes, con
buena infraestructura, presentan menor crecimiento de las activi-
dades informales. Respecto a la variable de eficiencia estatal, no
se puede establecer una relación tan clara como la primera variable
con la informalidad laboral. Una hipótesis que se plantea indica que
mayores niveles de gasto en nómina pueden implicar altos índices de
burocratización estatal, lo que genera mayores trabas a las empresas
y hogares para inscribirse dentro de los ámbitos institucionales. En
este sentido, la ineficiencia del Estado por mayor burocracia desin-
centiva la decisión de formalizarse, pues se dejan de pagar impuestos,
aportes laborales no salariales, estando al margen de las regulaciones
laborales, entre otras.
La idea con esta última variable es aproximarse a los procesos de
burocratización y politización que han venido creciendo con la descen-
tralización municipal del decenio del noventa. Esta descentralización
se ha caracterizado por un crecimiento en el gasto que hacen los orga-
nismos municipales, en el cual el tamaño de la nómina tiene un papel
importante (Sánchez, 2001; Chaparro, Smart y Zapata, 2004). Esto
es reflejo de ineficiencias para generar y administrar los recursos que
pueden implicar cargas legales (mayores impuestos, aportes laborales
salariales y no salariales, entre otras) a la formalidad.
La motivación del uso de modelos de datos de panel es poder tener en
cuenta en la estimación el efecto de elementos no observados (Baltagi,
1995; Wooldridge, 2002; Arellano, 2003; Hsiao, 2003). Los elementos
no observables son variables que caracterizan factores propios de las
unidades o individuos en análisis, que no pueden ser medidas y por
tanto no pueden incorporarse en el modelo de regresión. La ecuación
1 representa la estructura básica de un modelo que tiene en cuenta los
elementos no observados, en la que αi son los efectos individuales o
heterogéneos y uit, los términos de perturbación.
En el modelo de informalidad, los efectos heterogéneos o no observa-
bles de las unidades representan factores propios e intrínsecos de cada
ciudad que afectan las condiciones de los mercados laborales locales.
En la sección anterior se ha distinguido que ese factor local puede estar
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asociado a la localización geográfica y a la estructura sectorial de la
producción. Así, aquellas ciudades de fronteras o puertos y otras cuyo
sector productivo está inclinado a actividades con menor requerimiento
de capital humano y físico tienen mayor deterioro en las condiciones
laborales y por tanto mayores índices de informalidad.
Se hace uso de dos tipos de modelos, los cuales dependen del supuesto
que se haga sobre el efecto de las variables omitidas específicas de
cada unidad o individuo (αi). El primer modelo es de efectos fijos,
que supone correlación entre los efectos no observados y las variables
independientes. El segundo modelo es de efectos aleatorios, que no
supone tal correlación entre los efectos no observados y las variables
independientes (Cameron y Trivedi, 2005). Los resultados de estas
estimaciones se presentan en el cuadro 5.
Cuadro 5. Modelos panel de informalidad.
Tasa de informalidad
(Dane)
Tasa de informalidad
(Salud-pensión o salario mínimo)
Efectos fijos Efectos aleatorios Efectos fijos Efectos aleatorios
PPIB -0,361** -0,580*** -0,170 -0,518***
(0,181) (0,138) (0,277) (0,187)
Gasto 3,108*** 2,392*** -0,319 -1,169
(0,817) (0,834) (1,249) (1,211)
Constante 65,622*** 69,147*** 71,390*** 76,790***
N 110 110 110 110
R2 0,211 0,238 0,003 0,068
Prueba
conjunta
F(2,98) = 13,15
Prob > F=0,00
Wald chi2(2) = 33,4
Prob > chi2= 0,00
F(2,98) = 0,19
Prob > F=0,82
Wald chi2(2) = 7,79
Prob > chi2= 0,02
corr (αi, Xb)0,1791 0 (asumido) 0,6126 0 (asumido)
Todas αi = 0F(9, 98) = 28,5
Prob > F = 0,00 - F(9, 98) = 11,68
Prob > F = 0,00 -
σα6,16538 3,54690 6,42057 4,57440
σu3,13506 3,13506 4,79006 4,79006
ρ0,79455 0,56140 0,64242 0,47698
Fuente: cálculos propios.
* p < 0,1; ** p < 0,05; *** p < 0,01.
( ) Errores estándar.
Con la definición de informalidad del Dane, los resultados fueron
mejores, en cuanto al ajuste del modelo y la significancia estadística
68
Informalidad regional en Colombia.
Evidencia y determinantes
Gustavo Adolfo García Cruz
de los coeficientes. Como se ha mostrado en otros estudios, utilizar las
Encuestas de Hogares para medir la informalidad a partir de la visión
institucionalista limita el análisis. Esta visión implica idealmente medir
el cumplimiento de todas las regulaciones institucionales que impone
el Estado a las empresas y a los hogares (De Soto, 1987 y 2000), lo
que no permite medirse con las Encuestas de Hogares; ocasiona que
la medida de informalidad que tiene en cuenta el acceso a la seguridad
social o al salario mínimo no sea la más adecuada (Uribe y Ortiz, 2006).
Dadas estas limitaciones, el análisis de los resultados se hará teniendo
en cuenta sólo la definición de informalidad del Dane.
Las estimaciones muestran que todos los parámetros son estadística-
mente significativos al 5%, tanto de forma individual como conjunta.
Los signos de los coeficientes son los esperados: negativo para el co-
eficiente que acompaña la variable de desarrollo industrial y positivo
para la variable de eficiencia estatal.
La relación inversa encontrada entre la informalidad laboral y el grado
de desarrollo industrial muestra que la mayor participación de la in-
dustria en la producción se relaciona con menores aumentos relativos
en la informalidad; así, las ciudades más industrializadas presentan
menor crecimiento de estas actividades. Para la variable de eficiencia
del Estado, se encuentra que a medida que aumenta el grado de buro-
cratización estatal, existen mayores niveles de informalidad laboral. Lo
anterior implica que aquellas ciudades burocratizadas y, por tanto, que
imponen altas cargas regulatorias, generan mayores barreras para la
formalidad, lo que incentiva el surgimiento de actividades informales,
desde un punto de vista institucional.
Ahora se pasa a probar si los efectos individuales no observados están
o no correlacionados con los regresores; lo cual implica tener en cuenta
el posible problema de endogeneidad en las estimaciones por efectos
no observados. Si resulta más adecuado el modelo de efectos fijos se
tendría endogeneidad (ya que Cov( ) ≠ 0); si por el contrario es
mejor el modelo de efectos aleatorios, no se tendría dicho problema,
pero se debe tener en cuenta el problema de correlación serial (Wool-
dridge, 2002; Arellano, 2003).
Tradicionalmente se usa la prueba de Hausman para decidir entre el
modelo de efectos fijos o efectos aleatorios. Si el estadístico de Haus-
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PRIMER SEMESTRE DE 2008, PP. 43-86.
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man lleva a rechazar la hipótesis nula de que los efectos no observables
no están correlacionados con los regresores, la conclusión es que se
presentan efectos fijos. Se debe tener en cuenta que esta prueba no es
apropiada si los errores estándar no son robustos al panel (presencia
de heroscedasticidad y autocorrelación). Es así como Hausman (1978)
propone una prueba equivalente en la cual hace uso de una regresión
auxiliar (para una descripción más detallada de esta prueba, véase
Wooldridge (2002); Cameron y Trivedi (2005)). Se estima por MCO
el siguiente modelo:
, (2)
con y se define como:
, (3)
ecuación en la cual y son calculados a partir del modelo de
efectos aleatorios. La idea de la prueba es probar que . Si el
modelo de efectos fijos es la correcta especificación, entonces el tér-
mino de error υit está correlacionado con los regresores, ya que αi se
correlaciona con los regresores. Esta correlación lleva a incorporar un
regresor adicional: . Si este nuevo regresor es estadísticamente
significativo, implica que es mejor el modelo de efectos fijos que el
modelo de efectos aleatorios (Cameron y Trivedi, 2005; Wooldridge,
2002). La estimación de la regresión auxiliar y la prueba F de signi-
ficancia estadística arrojó los siguientes resultados:
(4)
(0,53) (0,14) (2,29) (0,14) (2,65)
( ) Errores estándar robustos al panel y =0,742.
70
Informalidad regional en Colombia.
Evidencia y determinantes
Gustavo Adolfo García Cruz
Prueba conjunta
Ho: = 0
= 0
F(2,9) = 29,05
Prob > F = 0,0001
La prueba de Hausman muestra que es preferible el modelo de efectos
fijos.
Ahora se requiere determinar la existencia de tres problemas muy co-
munes en los modelos de datos panel; éstos son: heteroscedasticidad
de sección cruzada, correlación de sección cruzada y autocorrelación.
El primer problema hace referencia a que la varianza de los errores de
cada unidad de corte transversal no es constante, es decir, existencia
de heterogeneidad de las áreas metropolitanas; el segundo implica que
los términos de perturbación están correlacionados entre las unidades,
lo que indica presencia de dependencia entre las áreas metropolitanas;
y el último es permitir autocorrelación intra unidades de sección cru-
zada (para mayor profundización de estos problemas, véase Greene,
1998 y 2003).
Para probar la existencia de heteroscedasticidad, Greene (1998) re-
comienda realizar una prueba de Wald modificada, que no necesita
suponer normalidad en los errores, como sí lo hacen las pruebas de
Breusch-Pagan y de Razón de Verosimilitud. La hipótesis nula es que
hay homoscedasticidad (Ho: ) para toda i = 1,…N. En el cuadro
6 se muestran los resultados de esta prueba.
Cuadro 6. Prueba de Wald para heteroscedasticidad de sección cruzada.
Ho:
chi2 (10) = 39,59
Prob > chi2 = 0,0000
Fuente: cálculos propios.
La prueba de Wald indica que se debe rechazar la hipótesis nula de
varianza constante.
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Ahora se corrobora la existencia de correlación de sección cruzada.
Se calcularán cuatro pruebas, que son: la prueba convencional de
Multiplicadores de Lagrange (LM) de Breusch-Pagan, las pruebas de
Friedman (1937) y Frees (1995), que son semiparamétricas, y la prueba
paramétrica de Pesaran (2004). La primera prueba se usa cuando T es
grande y N es pequeño. Las otras pruebas son válidas cuando ocurre
lo contrario, es decir, cuando T es pequeño y N es grande2. Como en
el modelo de informalidad N < T, pero T es pequeño en términos de
que no se tiene una serie temporal muy larga, se realizaran las cuatro
pruebas. Los resultados se muestran en el cuadro 7.
Cuadro 7. Prueba para correlación de sección cruzada.
Ho: existe independencia transversal.
Prueba Estadístico calculado Probabilidad
LM Breusch-Pagan 113,308 0,000
Friedman 44,582 0,000
Pesaran 8,451 0,000
Frees 1,254
Valores críticos de la distribución Q de la prueba de Frees
alpha = 0,10 : 0,2333
alpha = 0,05 : 0,3103
alpha = 0,01 : 0,4649
Fuente: cálculos propios.
Las anteriores pruebas indican que se debe rechazar la hipótesis nula,
es decir, que existen problemas de dependencia transversal en el
modelo.
Por último se contrasta la existencia de autocorrelación en los resi-
duales del modelo. Este problema es más común cuando se tiene un
buen número de datos temporales. Como ya se mencionó, la parte
temporal del modelo no es muy larga. Se tienen 11 datos, así que la
autocorrelación pueda que no se presente; sin embargo, se realizan las
pruebas pertinentes para estar seguros. Se utilizará la prueba propuesta
por Wooldridge (2002), la cual es muy flexible y descansa en pocos
supuestos. Los resultados se muestran en el cuadro 8.
2 Para una descripción más detallada de las pruebas, véase Sarafidis y De Hoyos (2006).
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Informalidad regional en Colombia.
Evidencia y determinantes
Gustavo Adolfo García Cruz
Cuadro 8. Prueba de Wooldridge para autocorrelación.
Ho: no hay autocorrelación de primer orden.
F(1,9) = 4,220
Prob > F = 0,0701
Fuente: cálculos propios.
La prueba muestra que al 5% no se rechaza la hipótesis nula, lo cual
implica que los residuales del modelo no presentan problemas de
autocorrelación, como era de esperarse.
Las pruebas anteriores muestran que los residuales estimados del
modelo de efectos fijos presentan problemas de heteroscedasticidad
de sección cruzada y correlación de sección cruzada, pero no tienen
problemas de autocorrelación. Para corregir estos dos problemas se
estima un modelo de efectos fijos con el estimador de la varianza de
Driscoll y Kraay (1998). Este tipo de estimación tiene en cuenta los
problemas de heteroscedasticidad y la existencia de correlación entre
grupos; además, tiene la opción de corregir la existencia de autoco-
rrelación de cualquier orden. Las estimaciones corregidas se muestran
en el cuadro 9.
Cuadro 9. Regresión de efectos fijos con errores estándar Driscoll-Kraay.
Número de obs. = 110 Número de grupos = 10
F(2, 9) = 41,48 Prob > F = 0,000
within R-squared = 0,2116
TI Coef. Driscoll/Kraay
Std. Err. t P>|t|
PPIB -0,3614024 0,1514944 -2,39 0,041
Gasto 3,108687 1,217889 2,55 0,031
Constante 65,62269 3,273436 20,05 0,000
Fuente: cálculos propios.
Los coeficientes estimados del modelo de efectos fijos corregidos por
heteroscedasticidad y correlación de sección cruzada resultaron estadís-
ticamente significativos, tanto individual como conjuntamente al 5%.
En la relación establecida en el análisis de regresión, el efecto sobre la
informalidad laboral no es explicado en su totalidad por las variables de
desarrollo industrial y grado de burocracia. Existen elementos propios
de las ciudades que explican las condiciones en el mercado laboral de
cada una de éstas, y que son capturadas por los efectos individuales.
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Esto es evidente en ciudades como Barranquilla y Bucaramanga, que
se encuentran en departamentos con un grado elevado de desarrollo
industrial, pero son ciudades con altas tasas de informalidad. Es así
como los efectos individuales capturan el efecto ciudad de tal forma que
es posible añadir a los determinantes de la informalidad un componente
intrínseco de cada ciudad, que es reflejo de las formas de producción,
desarrollos sociales de cada región y localización geográfica, entre
otros factores.
Una forma de estimar esos efectos individuales es incorporando
variables dummy por cada ciudad. En el gráfico 10 se muestran las
estimaciones de los efectos individuales.
Gráfico 10. Efectos de origen local ( ).
Fuente: cuadro 4 del anexo.
Se configuran dos grupos de ciudades, producto del efecto local; éstos
son: el primero lo componen Bogotá, Manizales, Medellín, Pereira y
Cali; y el segundo, Villavicencio, Pasto, Barranquilla, Bucaramanga y
Cúcuta. El primer grupo corresponde a las ciudades cuyas formas de
producción están inclinadas a actividades más formales y productivas,
y cuya ubicación forma mercados amplios en los cuales se aprovechan
las economías a escala que se generan. Entre tanto, el segundo grupo
74
Informalidad regional en Colombia.
Evidencia y determinantes
Gustavo Adolfo García Cruz
está constituido por ciudades donde las actividades son más informales
y existen factores asociados con la estructura productiva, el poco po-
tencial de mercado, la poca integración, las formas ilegales de producir,
la institucionalidad, las formas de organizar la sociedad, entre otros,
que están frenando la consolidación de un sector moderno.
El efecto local es más evidente en ciudades como Barranquilla y Bu-
caramanga. Como se ha mencionado, son ciudades que se encuentran
en departamentos con un grado de desarrollo industrial elevado; más
aún, Bucaramanga presenta la segunda tasa de empleo más alta en el
sector industrial de toda la muestra, y sin embargo, son ciudades que
presentan tasas elevadas de informalidad. Esto muestra la existencia
de un componente local importante, que está contrarrestando el efecto
del elevado grado de desarrollo industrial.
Para el caso de Barranquilla, el componente local de la informalidad
puede asociarse a la estructura sectorial de la producción, la cual está
ligada de manera importante al comercio y otro tipo de actividades más
informales y menos productivas que implican un freno en la capacidad
de absorción de la fuerza de trabajo del sector industrial. La evidencia
de esto lo muestra con más precisión el gráfico 5. En éste se observa
que Barranquilla es la ciudad con mayor proporción en actividades del
“rebusque”, y representa el 40% del total de ocupados. Hay un des-
plazamiento de actividades productivas por oficios de menor calidad,
lo que contrarresta el efecto del proceso industrial y en neto se tiene
menor calidad del empleo que se genera.
Entre tanto, Bucaramanga presenta un efecto ciudad importante en
su proceso de desarrollo industrial, que aunque tenga una elevada ab-
sorción de fuerza de trabajo del sector industrial, igualmente reporta
altos índices de informalidad laboral. La cercanía con Cúcuta y todas
las actividades de frontera han generado que su economía tenga un
componente de actividades terciarias. Igualmente, el efecto del con-
trabando, en especial el de combustible, que circula entre Venezuela,
Cúcuta y Bucaramanga, ha constituido una economía informal que
genera mejores beneficios para los individuos de estas regiones y les
quita campo a las actividades formales como las principales genera-
doras de puestos de trabajo (Mojica y Paredes, 2004). La evidencia
descriptiva fue presentada en los gráficos 4 y 5. Se observa cómo, a
pesar del gran desarrollo industrial que ha tenido Bucaramanga con una
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PRIMER SEMESTRE DE 2008, PP. 43-86.
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tasa de empleo en el sector industrial del 22% al 2006, que la pone por
encima de ciudades como Cali y Barranquilla, presenta, igualmente,
una tasa alta de empleo en el sector comercio (31%) y altos niveles
de ocupaciones del “rebusque” (30%). Aún siguen teniendo relativa
mayor importancia las actividades informales, derivadas de la cercanía
con la frontera, a pesar del crecimiento industrial de Bucaramanga.
Se tiene, pues, que factores como la infraestructura, el capital humano,
la localización geográfica, el número de habitantes, la cercanía con
otros centros urbanos y el desarrollo de las redes urbanas, entre otros,
generan un efecto diferenciador que se ve reflejado en todos los merca-
dos, lo que segmenta a Colombia tanto en el aspecto económico como
el geográfico. Por un lado, está un grupo de ciudades que forman el
“círculo” económico y de integración regional que dinamiza más de la
mitad de la economía del país, con una localización central y cercana
entre sí, redes urbanas desarrolladas, de gran tamaño y población,
desarrolladas industrial y comercialmente y con altos retornos econó-
micos, producidas por el aprovechamiento de las economías a escala y
de aglomeración que se generan. Este primer grupo está formado por
Bogotá, Medellín, Cali, Manizales y Pereira. Por el otro, en contraste
a este primer grupo, se encuentran las ciudades que tienen frenado sus
procesos de desarrollo industrial. La localización periférica, la cercanía
a las costas o fronteras, la abundancia de actividades poco productivas
e ilegales, el abandono estatal, la violencia, son algunos de los factores
que han impedido que los mercados regionales se desarrollen, en espe-
cial los mercados de trabajo. Este grupo de ciudades está constituido
por Barranquilla, Bucaramanga, Villavicencio, Pasto y Cúcuta.
IV. Conclusiones
Los resultados obtenidos en este trabajo muestran que el sector infor-
mal es grande y su importancia en el mercado laboral se ha mante-
nido, representando alrededor del 60% de los empleos generados en
Colombia en los últimos 15 años. En su mayoría, la informalidad se
sitúa en el sector terciario, principalmente en los servicios personales
y el comercio, con tasas de informalidad de 100% y 78% en 2006,
respectivamente. La principal fuente de empleo informal es de cuenta
propia o actividades llamadas de “rebusque” con un peso en el empleo
urbano de 26,5% en 2006.
76
Informalidad regional en Colombia.
Evidencia y determinantes
Gustavo Adolfo García Cruz
Las anteriores cifras evidencian el sesgo en la composición de la
demanda de trabajo hacia actividades terciarias con precarias con-
diciones laborales. Factores como el menor crecimiento económico,
la mayor presión de la oferta laboral, la abundancia de mano de obra
poco calificada y sin experiencia y la menor absorción de fuerza labo-
ral del sector industrial, han generado que el desajuste en calidad en
el mercado laboral se profundice y sean las actividades con menores
requerimientos de educación, experiencia y tecnología las que más
peso tengan en la economía.
Cuando se hace un análisis regional de la estructura económica y las
condiciones del mercado laboral, se observan marcadas diferencias.
Se ha encontrado que las diferencias regionales en la absorción de la
fuerza de trabajo del sector industrial y las condiciones en el mercado
laboral asociadas con el tipo de empleo generado y el cumplimiento
institucional (seguridad social, contrato laboral y salario mínimo),
son factores que inciden en el grado de informalidad laboral local.
Se han constituido dos grupos de ciudades: el primero lo conforman
las ciudades con menor desarrollo económico, mayores actividades
de autoempleo, menores índices de cumplimiento institucional y con
mayores niveles de informalidad laboral; éstas son, en su orden: Cú-
cuta, Pasto, Villavicencio, Bucaramanga y Barranquilla. El segundo
grupo de ciudades, con niveles de informalidad inferiores al primero,
con mayor desarrollo industrial y cumplimiento de normas laborales,
lo componen: Bogotá, Medellín, Cali, Manizales y Pereira.
Dentro del primer grupo de ciudades sobresale el caso de Barranquilla
y Bucaramanga, donde se evidencia con más precisión un componente
local de la informalidad. Se ha podido distinguir que aunque son ciu-
dades cuyo desarrollo industrial es importante, presentan altas tasas de
informalidad laboral. Para la primera ciudad, esta característica puede
estar asociada a factores como la estructura sectorial de la producción,
ligada fuertemente a actividades terciarias con malas condiciones
laborales; y para la segunda ciudad, con la cercanía a la frontera,
que puede implicar economías subterráneas en torno al contrabando
de combustible, que frena la capacidad de absorción de la fuerza de
trabajo del sector industrial.
Como determinantes de la informalidad laboral se han utilizado va-
riables que caracterizan los dos enfoques predominantes en el estudio
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de la informalidad. Como medida estructural se tiene la participación
porcentual del sector industrial dentro del PIB departamental; del lado
institucional se utilizó el tamaño del gasto en la nomina oficial por
habitante, que trata de hacer una aproximación al grado de burocrati-
zación o eficiencia estatal de los organismos regionales y que implica
una carga legal que genera trabas a la formalidad.
En el análisis de regresión se encontró una relación negativa y sig-
nificativa entre la informalidad y la variable proxy del desarrollo
industrial. Esto muestra que las ciudades con mayor participación
del sector industrial en la producción presentan menores aumentos
relativos de la informalidad. En este sentido, el sector industrial está
actuando como un ancla a la informalidad en el periodo analizado.
Respecto a la variable institucional, se ha obtenido un signo positivo
y significancia estadística en su coeficiente, lo que evidencia que en
aquellas ciudades con mayores niveles de ineficiencia estatal por altos
índices de burocratización estatal, se generan más trabas a la decisión
de formalizarse de parte de las empresas y los hogares.
La relación anterior de modernidad productiva y menores grados de
cargas legales con menores niveles de informalidad regional se carac-
teriza por la existencia de un factor local o ciudad. Este factor ciudad
sobre la informalidad laboral puede estar asociado con la estructura
sectorial de la producción y a la localización geográfica (cercanía con
fronteras o puertos). Es más evidente en ciudades como Bucaramanga
y Barranquilla, en las cuales el factor local de la informalidad con-
trarresta el efecto del desarrollo industrial sobre las condiciones del
mercado laboral.
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Informalidad regional en Colombia.
Evidencia y determinantes
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Anexo
Cuadro 1. Estructura del empleo urbano en Colombia.
Diez áreas metropolitanas.
1988 1992 1994 1996 1998 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006
Sector informal
2460885 3030607 3046481 3137769 3453241 3777206 3929739 4150796 4247463 4116322 4344062 4533309
1. Cuenta propia no profesionales
ni técnico 932885 1133108 1208464 1323764 1501882 1798107 1962218 1918146 2001500 1900648 2032077 2072534
2. Microempresas 1169269 1488912 1515951 1526537 1576711 1545908 1438219 1595562 1616344 1594751 1720054 1843676
3. Servicio doméstico 244126 287593 251751 224041 276537 332525 362269 433191 412559 411003 412232 432681
4. Ayudantes familiares 114605 120994 70315 63427 98111 100666 167033 203897 217059 209920 179699 184417
Sector formal
1909601 2536706 2721962 2809383 2828651 2601237 2659473 2720835 2847551 3045470 3165810 3296168
1. Cuenta propia profesionales y
técnicos 107098 135940 165428 176246 239750 287363 184293 210107 198412 208705 242754 213926
2. Mediana y gran empresas 1350165 1886342 2060722 2129456 2040271 1863630 2046652 2083925 2233824 2402730 2476067 2672574
3. Gobierno 452338 514424 495812 503681 548630 450244 418535 407699 397941 398620 423711 384271
4. Otro 9993 19105 17374 35416 23278 25396
Total ocupados
4370486 5567313 5768443 5947152 6281892 6378443 6589212 6871631 7095014 7161792 7509872 7829477
Fuente: cálculos del autor. Procesamiento de la ENH y ECH-Dane segundos trimestres.
Cuadro 2. Estadísticas descriptivas de las variables utilizadas en el análisis
de regresión, 1988-2005.
Variable Obs. Mean Std. Dev. Min Max
Barranquilla
TI Dane 11 62,63 2,85 57,92 68,80
TI salud-pensión o SM 11 70,63 3,18 65,82 75,43
PPIB 11 21,53 2,67 19,11 27,05
Gasto 11 0,58201 0,3178 0,0651 0,8866
Bogotá
TI Dane 11 52,67 2,64 49,02 57,68
TI salud-pensión o SM 11 61,74 4,99 56,17 73,58
PPIB 11 17,16 1,24 15,93 20,60
Gasto 11 1,1273 0,2256 0,6254 1,3964
Bucaramanga
TI Dane 11 65,98 1,94 62,90 69,11
TI salud-pensión o SM 11 70,32 4,45 63,26 78,43
PPIB 11 17,01 2,57 11,57 20,95
Gasto 11 0,3548 0,2032 0,1582 0,7209
Cali
TI Dane 11 59,54 3,93 52,96 63,95
TI salud-pensión o SM 11 66,39 6,54 53,26 76,09
PPIB 11 20,23 2,50 18,33 26,31
Gasto 11 0,6878 0,2206 0,2496 0,9796
(Continúa...)
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Cuadro 2. Estadísticas descriptivas de las variables utilizadas en el análisis
de regresión, 1988-2005. (...Continuación).
Cúcuta
TI Dane 11 74,82 2,17 71,70 79,13
TI salud-pensión o SM 11 81,83 2,41 77,38 84,87
PPIB 11 6,29 1,17 5,08 9,09
Gasto 11 0,3595 0,2981 0,1044 0,9215
Manizales
TI Dane 11 56,87 5,62 46,17 62,77
TI salud-pensión o SM 11 63,51 6,28 55,24 73,94
PPIB 11 13,13 1,09 11,97 15,61
Gasto 11 0,6852 0,6159 0,1941 1,6800
Medellín
TI Dane 11 54,68 3,32 49,78 60,15
TI salud-pensión o SM 11 57,97 5,75 51,06 69,64
PPIB 11 19,26 1,61 17,96 23,39
Gasto 11 0,6532 0,2174 0,3933 0,9807
Pasto
TI Dane 11 69,43 1,56 65,48 71,11
TI salud-pensión o SM 11 74,93 1,96 70,70 77,69
PPIB 11 3,99 0,94 3,16 6,01
Gasto 11 0,7499 0,6986 0,2044 2,0743
Pereira
TI Dane 11 60,47 3,99 53,81 66,98
TI salud-pensión o SM 11 65,62 5,36 58,96 76,04
PPIB 11 15,50 2,08 12,84 19,79
Gasto 11 0,4843 0,3018 0,1846 1,0067
Villavicencio
TI Dane 11 68,67 4,70 60,07 75,64
TI salud-pensión o SM 11 75,09 4,13 68,28 81,29
PPIB 11 5,51 1,25 4,58 9,05
Gasto 11 0,7459 0,5608 0,2493 1,6849
Fuente: cálculos del autor. Procesamiento de la ENH y ECH-Dane segundos trimestres.
Nota: TI Dane: tasa de informalidad que utiliza la definición de informalidad del Dane.
TI Salud-pensión o SM: tasa de informalidad que asocia a la informalidad con ausencia de seguridad
social en salud, pensión o del salario mínimo vigente como ingreso laboral.
PPIB: Participación del sector industrial dentro del PIB departamental
Gasto: Proporción entre los gastos municipales en remuneración al trabajo divido por el número
de habitantes de cada municipio. Esta medida en cientos de miles de pesos de diciembre de 1998
(se utilizó el IPC por municipio).
84
Informalidad regional en Colombia.
Evidencia y determinantes
Gustavo Adolfo García Cruz
Cuadro 3. Matriz de correlación de las variables utilizadas en el análisis de
regresión.
Barranquilla
TI Dane TI salud-pensión SM PPIB Gasto
TI Dane 1
TI salud-pensión SM 0,3034 1
PPIB -0,2187 0,6232 1
Gasto 0,3806 -0,4324 -0,9002 1
Bogotá
TI Dane TI salud-pensión SM PPIB Gasto
TI Dane 1
TI salud-pensión SM 0,4496 1
PPIB -0,2706 -0,2869 1
Gasto 0,4288 0,0945 -0,4008 1
Bucaramanga
TI Dane TI salud-pensión SM PPIB Gasto
TI Dane 1
TI salud-pensión SM 0,4593 1
PPIB 0,2035 0,5688 1
Gasto 0,0096 0,3605 0,8051 1
Cali
TI Dane TI salud-pensión SM PPIB Gasto
TI Dane 1
TI salud-pensión SM 0,6111 1
PPIB -0,6036 -0,4433 1
Gasto 0,6132 0,4422 -0,9111 1
Cúcuta
TI Dane TI salud-pensión SM PPIB Gasto
TI Dane 1
TI salud-pensión SM 0,772 1
PPIB -0,5453 -0,2917 1
Gasto 0,0534 -0,3539 -0,4796 1
Manizales
TI Dane TI salud-pensión SM PPIB Gasto
TI Dane 1
TI salud-pensión SM 0,4288 1
PPIB -0,015 -0,3025 1
Gasto 0,5107 -0,0622 -0,1469 1
Medellín
TI Dane TI salud-pensión SM PPIB Gasto
TI Dane 1
TI salud-pensión SM -0,0996 1
PPIB -0,5264 0,0739 1
Gasto 0,5779 -0,2886 -0,71 1
(Continúa...)
61
PRIMER SEMESTRE DE 2008, PP. 43-86.
ISSN 0120-3584.
DES ARROL LO Y SOCIE DAD
85
Cuadro 3. Matriz de correlación de las variables utilizadas en el análisis de
regresión. (...Continuación).
Pasto
TI Dane TI salud-pensión SM PPIB Gasto
TI Dane 1
TI salud-pensión SM 0,7275 1
PPIB -0,3157 -0,0829 1
Gasto 0,2734 -0,1602 -0,6243 1
Pereira
TI Dane TI salud-pensión SM PPIB Gasto
TI Dane 1
TI salud-pensión SM 0,5831 1
PPIB -0,6162 -0,218 1
Gasto 0,4793 -0,1287 -0,7806 1
Villavicencio
TI Dane TI salud-pensión SM PPIB Gasto
TI Dane 1
TI salud-pensión SM 0,5155 1
PPIB -0,4088 -0,5618 1
Gasto 0,6794 0,2344 -0,1291 1
Fuente: cálculos del autor. Procesamiento de la ENH y ECH-Dane segundos trimestres.
Cuadro 4. Estimación de los efectos locales.
Ciudad Error estándar t P-valor
Bogotá 55,37 3,66 15,13 0,000
Cali 64,71 4,01 16,12 0,000
Manizales 59,49 2,79 21,31 0,000
Medellín 59,61 3,83 15,55 0,000
Pereira 64,57 3,12 20,70 0,000
Villavicencio 68,34 1,63 41,80 0,000
Barranquilla 68,60 4,20 16,32 0,000
Pasto 68,54 1,45 47,39 0,000
Bucaramanga 71,02 3,34 21,29 0,000
Cúcuta 75,97 1,58 47,94 0,000
Fuente: cálculos del autor. Procesamiento de la ENH y ECH-Dane segundos trimestres.
