El efecto del costo mínimo de contratación sobre la informalidad y el desempleo: un enfoque de regresión discontinua

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ABRIL DE 2015

Documentos CEDE

C E D E

Centro de Estudios sobre Desarrollo Económico

ISSN 1657-7191 Edición electrónica.

Federico Alberto Merchán Álvarez

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Serie Documentos Cede, 2015-14 ISSN 1657-7191 Edición electrónica. Abril de 2015

Bogotá, D. C., Colombia

Teléfonos: 3394949- 3394999, extensiones 2400, 2049, 3233

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La serie de Documentos de Trabajo CEDE se circula con propósitos de discusión y divulgación. Los artículos no han sido evaluados por pares ni sujetos a ningún tipo de evaluación formal por parte del equipo de trabajo del CEDE.

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C E D E

Centro de Estudios sobre Desarrollo Económico

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El efecto del costo mínimo de contratación sobre la informalidad y el

desempleo: un enfoque de regresión discontinua

1

_.

Federico Alberto Merchán Álvarez*

Resumen:

El costo mínimo de contratación formal –salario mínimo más costos laborales no salariales– aumentó 33.76% en Colombia entre 1992 y 2006. Este estudio estima el impacto de este choque sobre el mercado laboral por medio de una regresión discontinua nítida. Se encuentra un efecto positivo, significativo y robusto sobre la informalidad, especialmente cuando es medida por el tamaño de la firma. Sin embargo, la significancia del efecto sobre el desempleo se desvanece ante distintos ejercicios de robustez realizados bajo métodos no paramétricos. Esto indica que el sector informal en Colombia ha presentado una gran capacidad de absorber la mano de obra expulsada del sector formal a raíz del incremento del salario mínimo y/o de los costos laborales no salariales.

Palabras clave: Costo mínimo de contratación, informalidad, desempleo, regresión discontinua, salario mínimo.

CLASIFICACIÓN JEL: H22, J31, J32, J38

1_{El autor agradece la paciencia, las novedosas ideas y la asesoría de Fabio Sánchez. También los valiosos}

comentarios realizados por Raquel Bernal y Juan Miguel Gallego. En la parte personal, el incansable apoyo de José Francisco Merchán, Francisco Merchán, Gloria Álvarez, Diana Merchán y Leidy Riveros fueron de vital importancia para la realización de este trabajo.

*_{Información de contacto: [email protected] Documento realizado como tesis para la}

Maestría en Economía, Universidad de los Andes. 1

El efecto del costo mínimo de contratación sobre la informalidad y el

desempleo: un enfoque de regresión discontinua

1

_.

Federico Alberto Merchán Álvarez*

Resumen:

El costo mínimo de contratación formal –salario mínimo más costos laborales no salariales– aumentó 33.76% en Colombia entre 1992 y 2006. Este estudio estima el impacto de este choque sobre el mercado laboral por medio de una regresión discontinua nítida. Se encuentra un efecto positivo, significativo y robusto sobre la informalidad, especialmente cuando es medida por el tamaño de la firma. Sin embargo, la significancia del efecto sobre el desempleo se desvanece ante distintos ejercicios de robustez realizados bajo métodos no paramétricos. Esto indica que el sector informal en Colombia ha presentado una gran capacidad de absorber la mano de obra expulsada del sector formal a raíz del incremento del salario mínimo y/o de los costos laborales no salariales.

Palabras clave: Costo mínimo de contratación, informalidad, desempleo, regresión discontinua, salario mínimo.

CLASIFICACIÓN JEL: H22, J31, J32, J38

1_{El autor agradece la paciencia, las novedosas ideas y la asesoría de Fabio Sánchez. También los valiosos}

comentarios realizados por Raquel Bernal y Juan Miguel Gallego. En la parte personal, el incansable apoyo de José Francisco Merchán, Francisco Merchán, Gloria Álvarez, Diana Merchán y Leidy Riveros fueron de vital importancia para la realización de este trabajo.

*_{Información de contacto: [email protected] Documento realizado como tesis para la}

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The minimum cost of hiring effect on informality and unemployment

using a regression discontinuity design

Federico Alberto Merchán Álvarez

Abstract:

The minimum cost of hiring – minimum wage plus non-wage labor costs – increased 33.76% in Colombia between 1992 and 2006. This paper estimates the impact of this shock on the labor market through a sharp regression discontinuity. It is found a positive, significant and robust effect on informality, especially when is measured based on the firm size. However, the significance of the effect on unemployment fades to different robustness exercises performed under non-parametric methods. This indicates that the informal sector in Colombia has presented a great ability to absorb the workforce expelled from the formal sector result of the increase of the minimum wage plus or non-wage labor costs.

Key words: Minimum cost of hiring, informality, unemployment, regression discontinuity minimum wage.

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1.

Introducción

El mercado laboral colombiano ha mostrado un alarmante comportamiento desde mediados de la década del 90 cuando las tasas de informalidad y desempleo aumentaron notablemente y luego presentaron dificultades para descender. La tasa de informalidad se incrementó del 52% en 1996 al 61% en 2003 (Cárdenas y Mejía, 2007) sin presentar una mejoría significativa en los años posteriores. Igualmente, la tasa de desempleo urbana pasó del 7% al 19% en sólo 4 años (entre 1995 y 1999) y no retornó a niveles de un solo dígito sino hasta el 2013.

A pesar que la crisis de fin de siglo afectó a toda Latinoamérica, el patrón persistentemente alto de la informalidad y el desempleo colombiano es único a nivel regional. Entre 2008 y 2011 Colombia registró la quinta tasa de informalidad más elevada de la región (61.9%), superada sólo por Bolivia (68.6%), Paraguay (64.9%), Honduras (63.2%) y Perú (63%) (ECLAC; World Bank). Asimismo, Duque, Ruiz y Sánchez (2009) muestran que desde 1999 la tasa de desempleo colombiana es la más alta de las principales economías latinoamericanas.

Los estudios que han buscado descifrar las razones de éste comportamiento han afrontado el reto de desagregar los efectos causales de los múltiples choques que sufrió el mercado laboral colombiano entre 1992 y 2006. Por un lado, se presentó un aumento sostenido del salario mínimo real e incrementos escalonados de los costos laborales no salariales (ver sección II). Por otro lado, se produjo un deterioro en los sectores transables de la economía a raíz de las reformas económicas acontecidas a principio de los años 90’s, repercutiendo negativamente sobre el empleo (Ocampo, Sánchez y Tovar, 2000). Finalmente, el mercado laboral todavía puede estar experimentando consecuencias nocivas de la crisis económica del año 1999 debido a la histéresis2_{en el desempleo.}

2_{La teoría de histéresis enuncia que aumentos “temporales” en la tasa de desempleo por efectos del ciclo}

económico causan aumentos permanentes en la tasa natural de desempleo. Esto se puede presentar porque las personas desempleadas por largo tiempo pierden habilidad y el interés de un posible empleador en ellos, o también porque el capital físico tiende a depreciarse más rápido en recesiones, entre otras razones (Echavarría, Lopez, Ocampo, y Rodriguez, 2011). En ambos casos, el nivel de empleo de equilibrio es menor después de la crisis.

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1.

Introducción

El mercado laboral colombiano ha mostrado un alarmante comportamiento desde mediados de la década del 90 cuando las tasas de informalidad y desempleo aumentaron notablemente y luego presentaron dificultades para descender. La tasa de informalidad se incrementó del 52% en 1996 al 61% en 2003 (Cárdenas y Mejía, 2007) sin presentar una mejoría significativa en los años posteriores. Igualmente, la tasa de desempleo urbana pasó del 7% al 19% en sólo 4 años (entre 1995 y 1999) y no retornó a niveles de un solo dígito sino hasta el 2013.

A pesar que la crisis de fin de siglo afectó a toda Latinoamérica, el patrón persistentemente alto de la informalidad y el desempleo colombiano es único a nivel regional. Entre 2008 y 2011 Colombia registró la quinta tasa de informalidad más elevada de la región (61.9%), superada sólo por Bolivia (68.6%), Paraguay (64.9%), Honduras (63.2%) y Perú (63%) (ECLAC; World Bank). Asimismo, Duque, Ruiz y Sánchez (2009) muestran que desde 1999 la tasa de desempleo colombiana es la más alta de las principales economías latinoamericanas.

Los estudios que han buscado descifrar las razones de éste comportamiento han afrontado el reto de desagregar los efectos causales de los múltiples choques que sufrió el mercado laboral colombiano entre 1992 y 2006. Por un lado, se presentó un aumento sostenido del salario mínimo real e incrementos escalonados de los costos laborales no salariales (ver sección II). Por otro lado, se produjo un deterioro en los sectores transables de la economía a raíz de las reformas económicas acontecidas a principio de los años 90’s, repercutiendo negativamente sobre el empleo (Ocampo, Sánchez y Tovar, 2000). Finalmente, el mercado laboral todavía puede estar experimentando consecuencias nocivas de la crisis económica del año 1999 debido a la histéresis2_{en el desempleo.}

2_{La teoría de histéresis enuncia que aumentos “temporales” en la tasa de desempleo por efectos del ciclo}

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Entre estos acontecimientos, el presente estudio se enfoca en evaluar las consecuencias del alza del costo mínimo de contratación –salario mínimo más costos laborales no salariales (Álvarez y Sánchez, 2011) - sobre la cantidad de empleo generado y su composición entre formal e informal. La metodología implementada es una regresión discontinua, la cual arroja estimadores con gran validez interna y se implementa en las evaluaciones de impacto de programas públicos cuando éstos se focalizan en base a una variable continua observada (Bernal y Peña, 2011)

En este caso, la diferencia entre el costo esperado de ser formal de cada individuo y el costo mínimo de contratación conforman la variable continua. La metodología permite testear si se produce un cambio significativo en la probabilidad de ser ocupado e informal de los individuos localizados en el ancho de banda óptimo cuando el costo mínimo de contratación aumenta. Así se comprueba que por lo menos en el corto plazo y en equilibrio parcial, el sector informal absorbe la mano de obra expulsada de la formalidad.

La regresión discontinua no hace parte del grupo de metodologías abordadas en la literatura para evaluar el impacto de los costos laborales sobre las cifras laborales. Al respecto, Farné (2010) realiza una revisión bibliográfica sobre el efecto de los parafiscales en el mercado laboral en la que divide los estudios realizados en 3 categorías según su aproximación empírica: i) modelos de equilibrio general, ii) series de tiempo y iii) modelos microeconómicos de panel. En general, estas investigaciones concluyen que el incremento de alguno de los dos componentes del costo mínimo de contratación aumenta la tasa de desempleo y/o de informalidad. Sin embargo, la magnitud de este efecto varía según la metodología empírica aplicada.

Del primer grupo compuesto por 5 modelos de equilibrio general3_{, Farné (2010)}

concluye que la sustitución del financiamiento de los parafiscales por un mayor déficit, un aumento del IVA o un mayor impuesto a la renta disminuiría la tasa de desempleo máximo 1% y la tasa de informalidad entre 0.1% y 0.3%. En general, los modelos de equilibrio general

3_{Botero y López (1998), López (2002), Alm y López (2002), Lora (2001) y Botero (2007)}

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Entre estos acontecimientos, el presente estudio se enfoca en evaluar las consecuencias del alza del costo mínimo de contratación –salario mínimo más costos laborales no salariales (Álvarez y Sánchez, 2011) - sobre la cantidad de empleo generado y su composición entre formal e informal. La metodología implementada es una regresión discontinua, la cual arroja estimadores con gran validez interna y se implementa en las evaluaciones de impacto de programas públicos cuando éstos se focalizan en base a una variable continua observada (Bernal y Peña, 2011)

En este caso, la diferencia entre el costo esperado de ser formal de cada individuo y el costo mínimo de contratación conforman la variable continua. La metodología permite testear si se produce un cambio significativo en la probabilidad de ser ocupado e informal de los individuos localizados en el ancho de banda óptimo cuando el costo mínimo de contratación aumenta. Así se comprueba que por lo menos en el corto plazo y en equilibrio parcial, el sector informal absorbe la mano de obra expulsada de la formalidad.

La regresión discontinua no hace parte del grupo de metodologías abordadas en la literatura para evaluar el impacto de los costos laborales sobre las cifras laborales. Al respecto, Farné (2010) realiza una revisión bibliográfica sobre el efecto de los parafiscales en el mercado laboral en la que divide los estudios realizados en 3 categorías según su aproximación empírica: i) modelos de equilibrio general, ii) series de tiempo y iii) modelos microeconómicos de panel. En general, estas investigaciones concluyen que el incremento de alguno de los dos componentes del costo mínimo de contratación aumenta la tasa de desempleo y/o de informalidad. Sin embargo, la magnitud de este efecto varía según la metodología empírica aplicada.

Del primer grupo compuesto por 5 modelos de equilibrio general3_{, Farné (2010)}

concluye que la sustitución del financiamiento de los parafiscales por un mayor déficit, un aumento del IVA o un mayor impuesto a la renta disminuiría la tasa de desempleo máximo 1% y la tasa de informalidad entre 0.1% y 0.3%. En general, los modelos de equilibrio general

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referenciados hallan un impacto moderado de reducir los costos laborales no salariales, vía eliminación de parafiscales, sobre el empleo y en menor medida sobre la formalidad.

En contraste, las investigaciones que utilizan series de tiempo encuentran un efecto mayor que los de equilibrio general, principalmente, calculando elasticidades. Por ejemplo, Bernal y Cárdenas (2003) plantean diferentes especificaciones de la demanda laboral con las que estiman que la elasticidad del empleo respecto a los costos laborales totales es -0.37 y respecto al salario -0.4. Asimismo, Arango y Posada (2006) encuentran usando técnicas de cointegración que la elasticidad empleo-costos laborales es -0.6 y empleo-salario es -0.38, el cual es un valor similar al reportado por Bernal y Cárdenas (2003).

En términos comparativos, estos estudios permiten realizar simulaciones similares a las llevadas a cabo con modelos de equilibrio general. Tal como Bernal y Cárdenas (2003) quienes sostienen que la eliminación de los parafiscales haría crecer el empleo en 1.3%. Igualmente, Duque, Ruiz y Sánchez (2009) afirman que de haber permanecido los costos laborales de los 90’s, la tasa de desempleo hubiese sido, en promedio, 1.5% menor entre 1990-2000 y 3.5% menor entre 2000 y 2007. Ambos efectos son mayores a los referenciados por Farné, S (2010) para los 5 modelos de equilibrio general.

Por último, Kugler y Kugler (2008) conforma el tercer grupo de datos microeconómicos de panel quienes analizan, mediante información a nivel empresarial, el efecto de los costos laborales sobre el mercado de trabajo incluyendo salarios. Las principales conclusiones son que un incremento de 10% en los impuestos a la nómina disminuye el empleo formal entre 4% y 5% y que el aumento de los impuestos a la nómina de los años 90’s redujo entre 1.4% y 2.3% los salarios de los trabajadores formales.

Recientemente, las metodologías empíricas4_{aplicadas se han diversificado por fuera de}

las 3 categorías planteadas por Farné (2010) y se ha enfatizado en el estudio de la

4_{También se ha estudiado el fenómeno mediante modelos teóricos. Albrecht, Navarro y Vroman (2008)}

construyen un modelo de emparejamiento donde trabajadores con distintas productividades buscan trabajo en el sector formal e informal de la economía y las empresas están sujetas a choques a su productividad. Mediante la calibración del modelo con valores similares a los del mercado laboral colombiano concluyen que un aumento en los costos laborales no salariales reduce la duración promedio de los trabajos en el sector formal y aumenta el tamaño relativo del sector informal.

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referenciados hallan un impacto moderado de reducir los costos laborales no salariales, vía eliminación de parafiscales, sobre el empleo y en menor medida sobre la formalidad.

En contraste, las investigaciones que utilizan series de tiempo encuentran un efecto mayor que los de equilibrio general, principalmente, calculando elasticidades. Por ejemplo, Bernal y Cárdenas (2003) plantean diferentes especificaciones de la demanda laboral con las que estiman que la elasticidad del empleo respecto a los costos laborales totales es -0.37 y respecto al salario -0.4. Asimismo, Arango y Posada (2006) encuentran usando técnicas de cointegración que la elasticidad empleo-costos laborales es -0.6 y empleo-salario es -0.38, el cual es un valor similar al reportado por Bernal y Cárdenas (2003).

En términos comparativos, estos estudios permiten realizar simulaciones similares a las llevadas a cabo con modelos de equilibrio general. Tal como Bernal y Cárdenas (2003) quienes sostienen que la eliminación de los parafiscales haría crecer el empleo en 1.3%. Igualmente, Duque, Ruiz y Sánchez (2009) afirman que de haber permanecido los costos laborales de los 90’s, la tasa de desempleo hubiese sido, en promedio, 1.5% menor entre 1990-2000 y 3.5% menor entre 2000 y 2007. Ambos efectos son mayores a los referenciados por Farné, S (2010) para los 5 modelos de equilibrio general.

Por último, Kugler y Kugler (2008) conforma el tercer grupo de datos microeconómicos de panel quienes analizan, mediante información a nivel empresarial, el efecto de los costos laborales sobre el mercado de trabajo incluyendo salarios. Las principales conclusiones son que un incremento de 10% en los impuestos a la nómina disminuye el empleo formal entre 4% y 5% y que el aumento de los impuestos a la nómina de los años 90’s redujo entre 1.4% y 2.3% los salarios de los trabajadores formales.

Recientemente, las metodologías empíricas4_{aplicadas se han diversificado por fuera de}

las 3 categorías planteadas por Farné (2010) y se ha enfatizado en el estudio de la

4_{También se ha estudiado el fenómeno mediante modelos teóricos. Albrecht, Navarro y Vroman (2008)}

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informalidad. Al respecto, Mondragón, Peña y Wills (2010) encuentran mediante un modelo probit que un aumento de 10% en los costos laborales no salariales y de 20% en el salario mínimo incrementan 8% y 2%, respectivamente, la probabilidad de ser informal (medida por el tamaño de la firma). También, Álvarez y Sánchez (2011) reportan que el aumento del costo mínimo de contratación entre 1992 y 2009 excluyó a los trabajadores menos calificados de las firmas grandes, aumentando así la informalidad.

En general, la magnitud del efecto positivo del costo mínimo de contratación sobre el desempleo y la informalidad referenciado en la literatura es diversa. Tampoco hay un consenso sobre si dicho efecto es mayor sobre la generación total de empleo o sobre la composición entre formal e informal. Mientras que los modelos de equilibrio general mencionados anteriormente encuentran que la eliminación de los parafiscales tendría un efecto mayor sobre el empleo que sobre la formalidad, algunos estudios de series de tiempo encuentran lo contrario.

Así como Duque, Ruiz y Sánchez (2009) quienes concluyen que el incremento de los costos laborales no salariales en la década de los 90’s aumentó la tasa de informalidad en 5.3% y la tasa de desempleo en 3.5%, lo que significa un efecto 1.8% mayor sobre la informalidad. Igualmente, Cárdenas y Mejía (2007) estiman que la elasticidad de la informalidad respecto a los costos laborales no salariales es 1.4. Si bien los estudios no son estrictamente comparables, esta elasticidad es mayor en valor absoluto a la reportada por Arango y Posada (2006) y Bernal y Cárdenas (2003) respecto al empleo total.

A nivel internacional, Maloney y Nuñez (2004) examinan el impacto del salario mínimo sobre la distribución de salarios mediante estimaciones de densidad de kernel para 8 países de América Latina, incluyendo Colombia. De éstas deducen que el salario mínimo repercute negativamente sobre el nivel de empleo, lo cual contrasta con lo encontrado por Card y Krueger (1993) y Schmitt (2013) para Estados Unidos, en donde el salario mínimo parece no afectar la tasa de desempleo.

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El artículo inicia con la presente sección I (Introducción), la sección II muestra la evolución del costo mínimo de contratación en Colombia entre 1992 y 2006, la sección III plantea el modelo teórico, la sección IV describe la metodología, la sección V evalúa el cumplimiento de los supuestos necesarios para llevar a cabo la regresión discontinua, la sección VI muestra los resultados y finalmente la sección VII concluye.

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2.

Evolución del costo mínimo de contratación en Colombia (1992-2006)

El costo mínimo de contratación en Colombia, es decir el mínimo valor monetario en el que incurre una empresa al contratar a un trabajador de manera formal en el territorio

nacional, aumentó de $374,031 a $500,3225_{entre 1992 y 2006. Esto representa un}

incremento total de 33.76% y un alza anual promedio de 2.41% para el período referenciado. La gráfica 1 muestra la evolución de la composición del costo mínimo de contratación entre salario mínimo y costo laboral no salarial asumido por el empleador.

Gráfica 1. Evolución del costo mínimo de contratación real en Colombia por componentes (1992-2006)

En la gráfica 1 se observa que ambos componentes del costo mínimo de contratación han tenido una trayectoria creciente entre 1992 y 2006. Por un lado, el salario mínimo real ganó poder adquisitivo en 13 de los 15 años de la muestra (salvo en 1994 y 1996). El mayor aumento se presentó en 1999 cuando a raíz de una falla en las proyecciones de inflación se

5_{Pesos reales, año base 2001} $ 0

$ 100,000 $ 200,000 $ 300,000 $ 400,000 $ 500,000 $ 600,000

1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006

Salario Minimo Costo Laboral No salarial (asumido por el empleador)

Nota: Año base 2001.

Fuente: Cálculos propios basados en BanRep, y Santa Maria, Garcia y Mujica (2009 ).

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2.

Evolución del costo mínimo de contratación en Colombia (1992-2006)

El costo mínimo de contratación en Colombia, es decir el mínimo valor monetario en el que incurre una empresa al contratar a un trabajador de manera formal en el territorio

nacional, aumentó de $374,031 a $500,3225_{entre 1992 y 2006. Esto representa un}

incremento total de 33.76% y un alza anual promedio de 2.41% para el período referenciado. La gráfica 1 muestra la evolución de la composición del costo mínimo de contratación entre salario mínimo y costo laboral no salarial asumido por el empleador.

Gráfica 1. Evolución del costo mínimo de contratación real en Colombia por componentes (1992-2006)

En la gráfica 1 se observa que ambos componentes del costo mínimo de contratación han tenido una trayectoria creciente entre 1992 y 2006. Por un lado, el salario mínimo real ganó poder adquisitivo en 13 de los 15 años de la muestra (salvo en 1994 y 1996). El mayor aumento se presentó en 1999 cuando a raíz de una falla en las proyecciones de inflación se

5_{Pesos reales, año base 2001} $ 0

$ 100,000 $ 200,000 $ 300,000 $ 400,000 $ 500,000 $ 600,000

1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006

Salario Minimo Costo Laboral No salarial (asumido por el empleador)

Nota: Año base 2001.

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incrementó 6.77%, lo que pudo haber agravado los efectos nocivos de la crisis de fin de siglo sobre el mercado laboral. Justamente, el año 1999 también marcó el inicio del comportamiento contra cíclico del salario mínimo real contrastando con la tendencia pro cíclica de los años anteriores (Hofstetter, 2006).

Por otro lado, los costos laborales no salariales asumidos por el empleador pasaron de representar el 49.61% del salario mensual en 1992 al 61.47% en 20066_{. Teniendo en cuenta}

que estos costos varían por grupos de ingresos, la gráfica 2 muestra su evolución por componentes para el trabajador colombiano típico, es decir, aquel que devenga menos de 2 salarios mínimos (Mondragón, Peña y Wills, 2011).

En ésta se evidencia que el porcentaje de cotización de salud y pensión se incrementó desde 1994 cuando empezó a regir la ley 100 de 1993. Igualmente el subsidio de transporte inició una tendencia creciente ese año. En contraparte, el único componente que disminuyó fue el de las cesantías por la reducción de los costos de despido contemplado en la ley 789 de 2002. Finalmente, el pago como porcentaje de salario por primas, vacaciones, parafiscales y ARP permaneció constante entre 1992 y 2006.

6_{En la gráfica anexa A.1 se puede percibir que el porcentaje de costos laborales no salariales asumidos por}

el empleado también se incrementó en la misma época (1992-2006). 9

incrementó 6.77%, lo que pudo haber agravado los efectos nocivos de la crisis de fin de siglo sobre el mercado laboral. Justamente, el año 1999 también marcó el inicio del comportamiento contra cíclico del salario mínimo real contrastando con la tendencia pro cíclica de los años anteriores (Hofstetter, 2006).

Por otro lado, los costos laborales no salariales asumidos por el empleador pasaron de representar el 49.61% del salario mensual en 1992 al 61.47% en 20066_{. Teniendo en cuenta}

que estos costos varían por grupos de ingresos, la gráfica 2 muestra su evolución por componentes para el trabajador colombiano típico, es decir, aquel que devenga menos de 2 salarios mínimos (Mondragón, Peña y Wills, 2011).

En ésta se evidencia que el porcentaje de cotización de salud y pensión se incrementó desde 1994 cuando empezó a regir la ley 100 de 1993. Igualmente el subsidio de transporte inició una tendencia creciente ese año. En contraparte, el único componente que disminuyó fue el de las cesantías por la reducción de los costos de despido contemplado en la ley 789 de 2002. Finalmente, el pago como porcentaje de salario por primas, vacaciones, parafiscales y ARP permaneció constante entre 1992 y 2006.

6_{En la gráfica anexa A.1 se puede percibir que el porcentaje de costos laborales no salariales asumidos por}

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Gráfica 2. Costos laborales no salariales asumidos por el empleador (1980 – 2006)

El crecimiento del costo mínimo de contratación entre 1992 y 2006 descrito anteriormente situó a los costos laborales colombianos como uno de los más elevados a nivel internacional, relativos al nivel de ingreso. Se calcula que la proporción del salario mínimo en Colombia respecto al salario medio es 20% más alta que la de los países de la OECD (OECD, 2013). Asimismo, el índice de leyes de seguridad social construido en Botero, et al (2003) reporta para Colombia un valor más alto que el de los países más ricos de la muestra.

La evolución paralela del costo mínimo de contratación normalizado (ICMC) junto con el desempleo y tres medidas de informalidad urbana se muestra en la gráfica 3. Los datos reportados son para el segundo trimestre de cada año ya que tanto la ENH (Encuesta Nacional de Hogares) como la ECH (Encuesta Continua de Hogares) recolectaron el modulo de informalidad únicamente ese trimestre. La diferencia es que la ENH lo realizaba bianualmente mientras que la ECH anualmente.

Fuente: Santa Maria, Garcia y Mujica (2009 ) y cálculos propios.

Nota: El porcentaje de los componentes de cesantías, pensiones, salud, parafiscales y primas se efectuó consultando el repaso

histórico realizado por García, Mujica y Santa María (2009) para cada uno de ellos. A éstos, se les adicionó el porcentaje correspondiente al subsidio de transporte y a la ARP (Administración de Riesgos Profesionales). Este último varía según el riesgo del trabajo, por lo que se supuso que todos los trabajadores poseen el nivel mínimo de riesgo para el cual aplica un porcentaje de cotización de 0.52%. Este nivel de riesgo representa la moda entre los 5 niveles existentes según los reportes de FASECOLDA

disponibles sólo desde 2009 (https://consultas.fasecolda.com/rpDatos/Reportes/xClases.aspx). En consecuencia, se asumió el mismo

patrón para los años anteriores .

0 2 4 6 8 10 12 14 16

1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006

%

S

al

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io m

en

su

al

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Las variables que hacen referencia a la informalidad según el tamaño de la firma “Informalidad Dane 5” e “Informalidad Dane 10” tienen una mayor relación con la trayectoria del ICMC, reportando índices de correlación de 0.76 y 0.75 respectivamente. Sin embargo, el desempleo y la informalidad según si cotiza a pensión presentan un comportamiento más independiente del ICMC, exhibiendo un índice de correlación de 0.58 y -0.04 respectivamente.

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12 Grá fica 3. Índ ice de l co sto mín imo de con tra tació n (ICM ), des

empleo e inf

ormali dad urb ana en C olombi a (1992 -2006, II Trim) Fuente : DAN E: EN H -ECH (II Trim es tre). C álc ulos p ropios. No ta 1 : El Ín di ce de Costo M íni mo de Cont ra ta ción (IC MC ) s e obtuvo di vi die ndo los v alore s de la se rie de l CMC r eal ( año bas e 20 01 ) por el valo r de 19 92 y multiplicán do lo por 100 . No ta 2

: La “Inf

orma lida d (D ane 10 )” ha ce ref ere ncia a: i) Los em ple ad os pa rti cu lar es y lo s o bre ro s q ue labo ra n en es table cimientos , neg oci os o em pre sas que oc upen hasta 10 p er so nas en todas sus ag en cias y suc ursa les, inclu ye ndo al pa tro no y/ o socio . i i) Los trab ajado re s familia re s sin re mun er aci ón. iii ) Los tra bajad or es sin remune ración e n em pr esas o n eg

ocios de ot

ros hogar es . iv ) L os em pl eados do mé sticos . v) Los jornaler os o peones .vi) Lo s tr abaj ad ore s po r cuent a propia que labo ra n en establ ecimie ntos ha sta 10 per sona s, e xcep to los ind epe ndi entes profesi onales. vi i) Los patr on es o em plead ores en em pre sa

s de 10

trab ajad or es o m enos. Para la “Inform alida d ( Dane 5) ” aplica la m isma d efini ción salvo qu

e el u

mbra

l del t

amaño de la emp re sa son 5 tra bajadores . Ve r DAN E (20 09 ). 100 105 110 115 120 125 130 135 140 0% 5% 10% 15% 20% 25% 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 Ta sa d e D es em pl eo (ej e i zq ui er do ) IC M C (ej e d er ec ho ) 100 105 110 115 120 125 130 135 140 52% 54% 56% 58% 60% 62% 64% 66% 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 Inf or m al (P ens ió n) (e je iz qui er do ) IC M C (ej e d er ec ho ) 100 105 110 115 120 125 130 135 140 52% 53% 54% 55% 56% 57% 58% 59% 60% 61% 62% 1992 1994 1996 1998 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 Inf or m al (D ane 1 0) (e je i zqui er do ) IC M C (ej e d er ec ho ) 100 105 110 115 120 125 130 135 140 42% 44% 46% 48% 50% 52% 54% 56% 1992 1994 1996 1998 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 Inf or m al (D ane 5 ) ( ej e i zqui er do ) IC M C (ej e d er ec ho ) 12 Grá fica 3. Índ ice de l co sto mín imo de con tra tació n (ICM ), des

empleo e inf

: La “Inf

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amaño de la emp re sa son 5 tra bajadores . Ve r DAN E (20 09 ). 100 105 110 115 120 125 130 135 140 0% 5% 10% 15% 20% 25% 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 Ta sa d e D es em pl eo (ej e i zq ui er do ) IC M C (ej e d er ec ho ) 100 105 110 115 120 125 130 135 140 52% 54% 56% 58% 60% 62% 64% 66% 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 Inf or m al (P ens ió n) (e je iz qui er do ) IC M C (ej e d er ec ho ) 100 105 110 115 120 125 130 135 140 52% 53% 54% 55% 56% 57% 58% 59% 60% 61% 62% 1992 1994 1996 1998 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 Inf or m al (D ane 1 0) (e je i zqui er do ) IC M C (ej e d er ec ho ) 100 105 110 115 120 125 130 135 140 42% 44% 46% 48% 50% 52% 54% 56% 1992 1994 1996 1998 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 Inf or m al (D ane 5 ) ( ej e i zqui er do ) IC M C (ej e d er ec ho ) 12 Grá fica 3. Índ ice de l co sto mín imo de con tra tació n (ICM ), des

empleo e inf

: La “Inf

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3.

Marco teórico

El aumento del costo mínimo de contratación anual, ya sea por incrementos del salario mínimo o de los costos laborales no salariales, asigna una intervención o política pública a un grupo específico de individuos pertenecientes a la población económicamente activa. Este grupo tratado o afectado se identifica en un mercado laboral donde las firmas poseen información incompleta y las variables observables de los individuos funcionan como una señal de su productividad.

Ante la imposibilidad de las firmas de conocer la productividad exacta de cada individuo i ex ante a la contratación se ven obligadas a realizar un cálculo promedio de ésta según las características observables de i (𝑋𝑋𝑖𝑖) y el stock de capital existente al interior de la

firma (𝐾𝐾). Es decir, las firmas intuyen que dos individuos que poseen las mismas características observables (𝑋𝑋𝑖𝑖) tendrían la misma productividad laboral si son contratados.

De la misma manera, el salario en el sector formal (𝑤𝑤_𝑖𝑖𝑒𝑒𝑒𝑒) que las firmas estarían dispuestas a pagarles a los dos individuos sería igual por la relación existente entre salario y productividad laboral.

Luego, al agregarle al salario esperado de ser formal (𝑤𝑤_𝑖𝑖𝑒𝑒𝑒𝑒) el porcentaje de costos laborales no salariales asumidos por el empleador 𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝑒𝑒, se obtiene el costo total que las

firmas estarían dispuestas a asumir por contratar al individuo i en la formalidad (𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝑖𝑖)

(Ecuación 1). Finalmente, el valor del costo mínimo de contratación (CMC) está determinado por la legislación laboral respecto al salario mínimo (𝑤𝑤𝑚𝑚𝑖𝑖𝑚𝑚) y por los costos laborales no

salariales asumidos por el empleador 𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝑒𝑒 (Ecuación 2).

(1) _{𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶}_𝑖𝑖_(𝑤𝑤_𝑖𝑖𝑒𝑒𝑒𝑒 _{= 𝑓𝑓(𝑋𝑋}

𝑖𝑖, 𝐾𝐾), 𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝑒𝑒) = 𝑓𝑓(𝑋𝑋𝑖𝑖, 𝐾𝐾) ∗ (1 + 𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝑒𝑒)

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Así, al presentarse un aumento del costo mínimo de contratación de 𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶1a 𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶2

los individuos cuyo costo esperado de ser formal es menor al nuevo costo mínimo de contratación (𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶2 > 𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝑖𝑖) conforman lo que en las evaluaciones de impacto se denomina

el “grupo de tratamiento”. Es decir, aquellos individuos para los que no existen incentivos de contratar formalmente ya que el costo total de contratación que las firmas están dispuestas a asumir por cada uno de ellos es menor al 𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶2. Por el contrario, los individuos cuyo costo

esperado de ser formal es mayor al nuevo costo mínimo de contratación (𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶2 < 𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝑖𝑖)

son candidatos para ser formales y constituyen el “grupo de control”.

Se debe garantizar que los individuos que conforman ambos grupos sean similares entre sí por lo que sólo se deben incluir aquellos cuyo costo esperado de ser formal sea semejante al 𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶2. Para ello, definimos una vecindad h alrededor del 𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶2que restringa

la definición de ambos grupos a individuos comparables (ecuación 3 y 4):

(3) 𝐺𝐺𝐺𝐺𝐺𝐺𝐺𝐺𝐺𝐺 𝑡𝑡𝐺𝐺𝑡𝑡𝑡𝑡𝑡𝑡𝑡𝑡𝐺𝐺 (𝑇𝑇): = {𝑖𝑖 | 𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝑖𝑖 ∈ [𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶2− ℎ, 𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶)}

(4) 𝐺𝐺𝐺𝐺𝐺𝐺𝐺𝐺𝐺𝐺 𝑐𝑐𝐺𝐺𝑐𝑐𝑡𝑡𝐺𝐺𝐺𝐺𝑐𝑐 (𝐶𝐶): = {𝑖𝑖 | 𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝑖𝑖 ∈ [𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶2 , 𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶2+ ℎ]}

Una aproximación gráfica a la identificación de estos grupos se realiza por medio de un choque al modelo laboral segmentado en dos sectores (formal e informal) planteado por Perry et al (2007). Este modelo supone i) existencia de información completa, ii) los individuos que están buscando trabajo se ocupan en alguno de los dos sectores iii) la oferta de trabajo es perfectamente inelástica y iv) competencia perfecta. Al ser un modelo estático, muestra el efecto que tuvo el aumento del costo mínimo de contratación sobre el mercado laboral solo en un año.

El punto A de la ilustración 1 señala el equilibrio del modelo cuando no existe ni salario mínimo ni impuestos a la nómina. En este punto, el salario formal e informal se igualan (𝑤𝑤𝑓𝑓 = 𝑤𝑤𝑖𝑖) por la posibilidad que tienen aquellos individuos con un salario de reserva bajo

de aceptar trabajados con menor remuneración (Santa María, García, y Mujica, 2009). La introducción del salario mínimo (𝑤𝑤𝑚𝑚) genera una caída en la mano de obra contratada en la

formalidad de 𝐿𝐿𝑓𝑓 a 𝐿𝐿𝑓𝑓′, un aumento relativo del tamaño del sector informal y la creación de

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15

anteriormente están constituidos por aquellos individuos cuya productividad marginal7_se

encuentra alrededor del salario mínimo (𝑤𝑤𝑚𝑚), es decir, el nuevo equilibrio B.

Ilustración 1. Introducción del salario mínimo al mercado laboral segmentado en 2 sectores

Ahora, la ilustración 2 añade al caso anterior un impuesto a la nómina que contrae la demanda laboral formal de 𝐷𝐷𝑓𝑓 a 𝐷𝐷𝑓𝑓′. Por consiguiente, la mano de obra ocupada

formalmente se reduce de 𝐿𝐿_𝑓𝑓′_a_𝐿𝐿 𝑓𝑓

′′_{. Bajo este escenario en el que existe un salario mínimo y}

la oferta laboral es inelástica, el efecto negativo del impuesto sobre la formalidad es mayor que en un mercado perfectamente competitivo8_{. Los grupos se identifican en color azul}

alrededor del punto B.

7_{En equilibrio, la productividad marginal se iguala al salario.}

8_{En general,}_{“el efecto sobre el empleo}_{[o formalidad]}_{es mayor si la elasticidad de la demanda de trabajo es elevada, la}

elasticidad de la oferta de trabajo es baja, la valoración de los parafiscales por parte de los trabajadores es pequeña -lo cual reduce el efecto de menor oferta debido a su desmonte-, el salario mínimo es una restricción activa para los empleadores y el poder de negociación de los trabajadores es exiguo”. (Farné y Rodríguez, 2013, p.8)

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anteriormente están constituidos por aquellos individuos cuya productividad marginal7_se

encuentra alrededor del salario mínimo (𝑤𝑤𝑚𝑚), es decir, el nuevo equilibrio B.

Ilustración 1. Introducción del salario mínimo al mercado laboral segmentado en 2 sectores

Ahora, la ilustración 2 añade al caso anterior un impuesto a la nómina que contrae la demanda laboral formal de 𝐷𝐷𝑓𝑓 a 𝐷𝐷𝑓𝑓′. Por consiguiente, la mano de obra ocupada

formalmente se reduce de 𝐿𝐿𝑓𝑓′ a 𝐿𝐿𝑓𝑓′′. Bajo este escenario en el que existe un salario mínimo y

la oferta laboral es inelástica, el efecto negativo del impuesto sobre la formalidad es mayor que en un mercado perfectamente competitivo8_{. Los grupos se identifican en color azul}

alrededor del punto B.

7_{En equilibrio, la productividad marginal se iguala al salario.}

8_{En general,}_{“el efecto sobre el empleo}_{[o formalidad]}_{es mayor si la elasticidad de la demanda de trabajo es elevada, la}

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Ilustración 2. Introducción de un impuesto a la nomina en un mercado laboral segmentado

Este modelo supone que no se produce desempleo ya que todos los individuos se logran ocupar ya sea en el sector formal o informal. No obstante, la caracterización de los grupos de tratamiento y control también se puede realizar en un mercado laboral tradicional de un único sector donde la introducción de un impuesto a la nómina en presencia del salario mínimo genera desempleo (anexo A.2). La validez de este supuesto resulta en una pregunta empírica sobre la cual se discute más adelante.

Igualmente, la identificación de los grupos se puede realizar en modelos de competencia imperfecta, en los que las firmas tienen poder de mercado. Tal como el de fijación de precios (PS) y salarios (WS) donde el salario mínimo genera desempleo, especialmente en países como Colombia, cuando es alto respecto al PIB per cápita y a la estructura salarial (Echavarría, et al 2011).

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formal, en contraste al institucionalista que hace énfasis sobre la decisión racional de algunos agentes que optan voluntariamente por el sector informal9_.

4.

Metodología

El efecto causal del cambio en el costo mínimo de contratación sobre la probabilidad de ser desempleado e informal se estima mediante una regresión discontinua nítida, la cual se emplea cuando la probabilidad de participación en la intervención cambia de 0 a 1 según una variable continua observada 𝑍𝑍𝑍𝑍 (Bernal y Peña, 2011). Es decir, ningún individuo tratado (𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝑖𝑖 < 𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶) se escapa de recibir el tratamiento y ningún control (𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝑖𝑖 > 𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶) se ve

afectado. La sección anterior planteó que 𝑍𝑍𝑍𝑍 está dada por la diferencia entre el 𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶 y el costo esperado de ser formal para cada individuo i (𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝑖𝑖). Esta sección precisa los detalles

del cálculo de ésta variable y plantea la regresión discontinua.

Inicialmente, la primera subsección IV.A “trabajadores y desempleados recientes”, restringe el análisis a aquellos individuos i que buscaron trabajo en el año t que se realizó la encuesta, ya que sólo para ellos se observa la situación de desempleo o de formalidad e informalidad que puede ser asociada al costo mínimo de contratación que regía para el año

t. Estos son los individuos ocupados que llevaban menos de 6 meses trabajando y

desempleados que llevaban menos de 6 meses buscando trabajo en el momento en el que el DANE llevó a cabo la encuesta de hogares10_{. En cambio, para el resto de individuos su}

situación de empleo se concretó bajo el costo mínimo de contratación de un año anterior.

Luego, en la sección IV.B se utiliza un tamaño de muestra ampliado, lo que permite incrementar el poder estadístico de las estimaciones. En esta sección se calcula el “costo esperado de ser formal retrospectivo” de cada individuo, es decir aquel que correspondería

9_{El enfoque estructuralista afirma que la informalidad es producto de una decisión involuntaria del individuo}

que se refugia en ella ante la escasez de demanda laboral formal. En contraste al institucionalista, el cual enfatiza en que los individuos optan voluntariamente por la informalidad ante los costos que el Estado impone para ser formal. Mientras que el enfoque estructuralista se enfoca en la demanda laboral el institucionalista lo hace en la oferta (Galvis, 2012).

10_{El límite son 6 meses porque las encuestas de hogares son del segundo trimestre.}