Efectos de largo plazo del primer empleo:
persistencia de formalidad y pensiones
Juan Daniel Bustamante
Resumen
El primer empleo es la puerta de entrada al mercado laboral y sus condiciones tienen efectos de largo plazo sobre la trayectoria laboral individual. En este trabajo analizamos la magnitud y el mecanismo por el cual la formalidad de entrada incide sobre el ahorro acumulado pensional. Usando la Encuesta de Protección Social de Chile, una base de datos longitudinal con 18 años de seguimiento, reconstruimos la historia laboral individual, y empleando estimadores de efectos aleatorios correlacionados con variables instrumentales, encontramos que la formalidad inicial tiene efectos significativos y duraderos sobre el ahorro pensional y la probabilidad de ser formal. En particular, iniciar con un empleo formal crea una brecha de 120 % en el ahorro pensional acumulado comparados con sus pares que inician como informales, explicado por el hecho de que iniciar como formal crea un efecto positivo persistente de 1.5 p.p sobre la probabilidad de ser formal en los periodos futuros, aumentando la densidad de cotizaciones pensionales. Es clave que las políticas de empleo juvenil estén orientadas en reducir los costos de enganche laboral de los entrantes, siendo preferible una remuneración de entrada menor, pero que les permita vincularse con el sector formal, y mantener una senda de formalidad.
Palabras claves: primer empleo, trayectoria laboral, scarring, pensiones.
Código JEL: H55, J26, J32
1. Introducción
En América Latina, la baja cobertura y calidad del sistema pensional es un problema que cobra cada vez más relevancia pública debido a la creciente presión demográfica y las elevadas tasas de informalidad. Se estima que sólo uno de cada dos ocupados cotiza a algún sistema pensional, y cuatro de cada diez adultos mayores de 65 años percibe algún tipo de pensión contributiva (Bosch et al.,2013). Esto implica una carga fiscal creciente para el Estado, pues las personas que no logran pensionarse, o incluso aquellas que lo logran pero con bajos ingresos, demandan mayor gasto público en términos de salud y políticas orientadas a personas vulnerables económicamente (la Mata and Estrada, 2020). En este sentido, bajos niveles de ahorro pensional se convierten en un problema de política pública.
El sistema pensional refleja las desigualdades acumuladas durante la vida laboral. En la medida que las personas enfrentan barreras para tener empleos formales, su futuro laboral se puede ver afectado negativamente, y con ello se reducen sus posibilidades de alcanzar una pensión de vejez y que esta resulte suficiente para satisfacer las condiciones mínimas de vida digna. En sistemas pensionales de capitalización individual, el problema es incluso más agudo, pues la pensión que se recibe al cumplir la edad de retiro depende de los aportes realizados a lo largo de la vida laboral, y los rendimientos financieros asociados a dichos aportes, de modo que existe una responsabilidad mayor en las contribuciones individuales. En la medida que las personas logran una mayor densidad de cotización y cotizan con un mayor salario, el Saldo Acumulado Pensional (SAP) aumenta en el largo plazo.
Entonces, la trayectoria laboral juega un papel fundamental sobre el futuro pensional, de modo que las condiciones de entrada al mercado laboral resultan decisivas en la definición de dicha trayectoria. La calidad del primer empleo incide sobre la calidad de los futuros empleos. En particular, quienes inician en empleos (in)formales logran acceder a empleos (in)formales en los siguientes períodos (Cavero and Ruiz, 2016), y configuran una persistencia de (in)formalidad (Akay and Khamis,2012), que tiene efectos de largo plazo sobre el ahorro pensional individual.
La literatura ha documentado que condiciones adversas en los primeros años de vida laboral tienen efectos de largo plazo: iniciar en entornos macroeconómicos negativos crea brechas du- raderas en los salarios de los entrantes (Oreopoulos et al., 2012), tener periodos de desempleo en edades tempranas hace más probable tener periodos de desempleo en el futuro (Ahmad (2014), Schmillen and Umkehrer (2017)), o entrar al mercado con un empleo de alta calidad hace más probable tener una trayectoria laboral con empleos de alta calidad (Cavero and Ruiz (2016), Díaz and Rosas (2016)). De otro lado, se ha encontrado que la duración de la vida laboral, mayores ingresos laborales, y mayores niveles de educación están asociados con una mayor probabilidad de lograr una pensión (Elveren(2009), Castaño and Lasso (2012)).
No obstante, permanecen poco explorados los efectos de las condiciones de entrada sobre la relación con el sistema pensional. Nuestra propuesta, a diferencia de los trabajos anteriores, ofrece un acercamiento a los efectos de la formalidad del primer empleo sobre la senda de acumulación pensional, trascendiendo de los desenlaces en el mercado laboral. Específicamente, a través de una perspectiva longitudinal analizamos los efectos de comenzar como formal sobre la senda de ahorro individual y la persistencia de la (in)formalidad.
La principal contribución de nuestro trabajo radica en explicar cómo y en qué medida la forma- lidad del primer empleo afecta el ahorro pensional individual, contribuyendo al entendimiento de los canales de desigualdad pensional, y aporta evidencia para la toma de decisiones política que pueden tener efectos de largo plazo.
Nuestra hipótesis consiste en que la formalidad del primer empleo crea desigualdades persis- tentes que se van profundizando a lo largo de la vida laboral, y afectan la senda de ahorro pensional. El mecanismo que lo explica es que la formalidad de entrada configura una depen- dencia de estado que hace más probable ser formal en periodos futuros, y por tanto, cotizar al sistema pensional.
Utilizamos la Encuesta de Protección Social de Chile (EPS) entre 2002 y 2020, una encuesta longitudinal con siete rondas de recolección, que indaga por la historia laboral y la relación con el sistema de protección social doméstico1. La EPS nos permite hacer seguimiento de la historia laboral de los individuos entrevistados desde el primer empleo, cuando este fuera posterior a 1980, hasta el momento en que responde la encuesta.
Adicionalmente, contamos con datos administrativos sobre el saldo de ahorro individual acu- mulado a en los fondos pensionales entre 2008 y 2019 para los individuos entrevistados en al menos una ronda de la EPS. En nuestro trabajo usamos información anual de la historia laboral y pensional de los individuos entre 2008 y 2019, junto con información de las características del primer empleo independientemente del año de ocurrencia.
Con el objetivo de encontrar la relación causal entre la formalidad inicial y el saldo acumulado pensional, empleamos una estimación por efectos aleatorios correlacionados (CRE). Dado que nuestra variable de interés, la formalidad inicial, no cambia en el tiempo, y por tanto no podemos usar estimadores de efectos fijos, debemos emplear un método que nos permita controlar por la heterogeneidad individual. CRE nos permite correlacionar la heterogeneidad individual con las covariables que varían en el tiempo, de modo que podemos obtener estimadores consistentes
1Usamos las rondas de 2002, 2004, 2006, 2009, 2015, y 2020. Excluimos de nuestro análisis la ronda recolectada en 2012 por su poca representatividad y validez para hacer inferencia. Esta ronda de tuvo una tasa de respuesta significativamente más baja que las demás rondas, y se encontró que la probabilidad de contestar esta encuesta en particular estaba correlacionada con características individuales.
tanto para covariables que varían en el tiempo, como para aquellas que sólo cambian entre individuos.
Sin embargo, nos enfrentamos a problemas de endogeneidad, pues la formalidad inicial no es una variable aleatoria, y depende de antecedentes individuales previos a la entrada al mercado laboral. Estas características pueden explicar en cierta medida las condiciones en las que las personas consiguen su primer empleo y afectar la trayectoria laboral. Para resolver el problema, empleamos un enfoque de variables instrumentales, donde nuestro instrumento es la tasa de desempleo en el trimestre y región donde cada individuo consiguió su primer empleo. De esta manera explotamos las variaciones exógenas del instrumento para poder estimar efectos causales entre la formalidad inicial y el monto pensional.
Nuestros resultados indican que la formalidad inicial tiene efectos significativos y duraderos.
Encontramos que la formalidad en el primer empleo está asociada con diferencias de 2.2 veces el acumulado pensional de sus pares informales, que se explica porque la formalidad laboral en el primer empleo está asociada con un efecto persistente de 1.5 p.p. sobre la probabilidad de obtener un empleo formal en siguientes periodos. En este sentido, los individuos que tienen un mejor punto de partida en el mercado laboral consiguen más empleos formales, y tienen la posibilidad de tener una mayor densidad de cotizaciones.
Quienes inician su vida laboral en una posición formal tienen más probabilidades de continuar siéndolo en el futuro, de modo que logran un flujo de ahorros pensionales consistente a lo largo del tiempo, y alimentan las brechas de acumulación de ahorro comparados con quienes iniciaron siendo informales. A pesar de que éstos últimos aumentan la probabilidad individual de ser formales en la medida que ganan experiencia laboral, es permanentemente más baja que la de aquellos que iniciaron como formales.
Nuestros resultados sugieren que la formalidad inicial resulta más decisiva que el salario de entrada, por lo que políticas que incentiven la contratación de trabajadores jóvenes tendrán efectos significativos y duraderos, no sólo sobre las trayectorias laborales individuales, sino también sobre la carga de gasto público en pensiones y las desigualdades de ingreso en la vejez.
Es fundamental que las políticas de empleo juvenil estén orientadas en reducir los costos de enganche laboral de los entrantes, siendo preferible una remuneración de entrada menor, pero que les permita vincularse con el sector formal, y mantener una senda de formalidad.
2. Marco teórico
Las condiciones de entrada producen una trayectoria dependiente, creando un efecto scarring, pues la calidad de los empleos pasados crean una señal (Lockwood, 1991) sobre las historia laboral individual que tiene dos consecuencias: (i) por un lado el futuro empleador incorpora información pasada de un candidato en su elección, e interpreta empleos pasados de baja calidad como una señal de baja productividad laboral. Por otro lado, (ii) los empleos permiten afianzar un conjunto de habilidades y competencias, al tiempo que deprecian otras, y conjuntamente van construyendo y definiendo el perfil laboral individual. De esta manera, el efecto scarring está presente durante toda la trayectoria laboral, y su magnitud dependerá de la fuerza de la señal.
Lockwood(1991) identifica que la persistencia en las experiencias iniciales en el mercado laboral pueden ser causadas por externalidades de la información disponible. Los empleadores asocian experiencias pasadas como indicador de productividad laboral, y en este sentido, quienes inician en peores condiciones, emiten dicha señal en sus futuras búsquedas laborales. Adicionalmente, los trabajadores tienen características no observadas que aumentan su propensión a permanecer en trabajos informales. Los individuos tienen diferentes preferencias y motivaciones por trabajos flexibles y tareas específicas de que sólo podrían ser posibles en trabajos informales (Maloney (2004), Mel et al. (2008)) y, por tanto, terminan decantándose por los trabajos que mejor se ajusten a sus preferencias, haciendo más probable continuar en una senda de informalidad.
En la medida que se define la trayectoria laboral, los individuos también pueden decidir ra- cionalmente permanecer como informales de acuerdo a su historia laboral. Los trabajadores pueden subvalorar los beneficios de seguridad social de los trabajos formales. En particular, Levy (2008) explica que los individuos pueden no encontrar útil contribuir al sistema de segu- ridad social debido a su historial no contributivo, y argumenta que esto ocurre cuando el costo a valor presente del pago de aportes es (subjetivamente) mayor que los potenciales beneficios a recibir en el futuro. En este sentido, la probabilidad de cotizar al sistema pensional en el presente es dependiente de la interacción con el sistema en periodos pasados.
Entonces, la historia laboral de (in)formalidad es capaz de modificar los incentivos contempo- ráneos a cotizar al sistema pensional, de modo que las personas que tienen un punto de partida formal tienen más probabilidad de acceder a una pensión de vejez y que su monto sea superior, comparado con las personas que iniciaron en empleos de menor calidad.
3. Contexto institucional
3.1. Mercado laboral
La legislación de Chile establece una carga mixta de aportes a seguridad social entre empleado- res y trabajadores. El empleador está a cargo del pago de seguro de invalidez y sobrevivencia, una proporción de seguro de cesantía, y seguro de accidentes; mientras que el trabajador tiene a su cargo los aportes a AFP, salud, y la proporción restante del seguro de cesantía.
En Chile se considera que una persona hace parte de la población en edad de trabajar desde los 15 años, pero existen normativas diferenciales para los menores de edad y personas de la tercera edad, en particular sobre el salario mínimo. Las personas con menos de 18 años y más de 65 años tienen un salario mínimo al rededor de 25 % menor que aquellas entre 18 y 65 años.
A diciembre de 2018 el mercado laboral en Chile tenía una tasa de participación del 63 %, una tasa de desocupación de 7.1 % y una tasa de informalidad de 29.1 % (INE Chile, 2018), lo que lo sitúa en una posición privilegiada comparado con otras economías del América Latina (Banco Mundial, 2018). En 2018 el salario mediano era de U$971 PPA, era sólo 18 % mayor que el salario mínimo para la población adulta.
3.2. Sistema pensional
El sistema pensional actual de Chile fue constituido en 1981. Funciona como un sistema de capitalización individual obligatoria. El sistema chileno está conformado por 3 pilares: (1) con- tributivo, (2) distributivo, y (3) voluntario. En el pilar contributivo todos los trabajadores formales aportan de manera obligatoria el 10 % del ingreso imponible en su cuenta personal 2, más un porcentaje adicional de comisión para la AFP (1.2 % en 2017). La totalidad del aporte y comisión es cubierto por el trabajador, mientras el empleador realiza un aporte para el pago de seguros de invalidez y supervivencia (1.41 % en 2017). Para trabajadores independientes las contribuciones eran de carácter voluntario hasta 2018. Desde entonces, tienen la obligación de cotizar a pensiones.
El pilar distributivo se encarga de focalizar beneficios pensionales en dos tipos de poblaciones:
(i) personas no afiliadas al sistema, a quienes se les concede una Pensión Básica Solidaria (PBS); y (ii) personas cuyo ahorro pensional acumulado no llegara a ser suficiente para acceder a una pensión del pilar contributivo, quienes reciben el Aporte Previsional Solidario (APS) que funciona como un complemento de la pensión. La Pensión Mínima Garantizada (PMG) es
2Este valor no ha cambiado desde 1981
financiada vía impuestos generales (no aportes pensionales de los contribuyentes), y cobija al 60 % más pobre.
Finalmente, (iii) el pilar voluntario tiene como objetivo complementar los aportes obligatorios para mejorar condiciones de la pensión futura. Adicionalmente, se configuró el sistema de ahorro previsional colectivo en 2018, donde se crea un nuevo aporte de 5 % a cargo del empleador, en caso de trabajadores dependientes, y a cargo del trabajador independiente. El 60 % del aporte adicional se destina a las cuentas de ahorro individual, y el 40 % restante (2 p.p.) se utiliza para transferencias solidarias a grupos vulnerables (solidaridad intrageneracional, intergeneracional, y bono mujer).
El ahorro pensional que aportan los trabajadores es administrado por una Administradora de Fondos de Pensiones (AFP). El único criterio para que una persona pueda acceder a su ahorro pensional es la edad. Las mujeres necesitan 60 años y los hombres 65. El valor de la pensión depende principalmente del ahorro pensional del aportante durante su vida laboral y sus rendimientos financieros asociados, la esperanza de vida a la edad de la jubilación, y el número de beneficiaros de sobrevivencia, en caso de fallecimiento.
Las personas afiliadas pueden pensionarse antes de cumplir la edad legal, siempre que tengan fondos en su cuenta individual para obtener una pensión igual o superior al 70 % del promedio de las remuneraciones percibidas y rentas declaradas en los últimos 10 años e igual o superior al 80 % de la Pensión Máxima con Aporte Solidario (PMAS).
Las cotizaciones individuales se invierten en cinco tipos de fondos: A, B, C, D, E. Los fondos se diferencian en la proporción recursos invertidos en renta variable, donde el A es el que mayor exposición tiene (mayor riesgo) y va disminuyendo hasta el E (más conservador). El afiliado elige cómo distribuye su ahorro previsional en máximo dos tipos de fondos.
A diciembre de 2018, existían 10.7 millones de personas afiliadas al sistema (57 % de la población total, 71 % de la población mayor de 15 años), de los cuales, 5.6M son cotizantes activos (65 % de los ocupados) y 1.4M son pensionados vivos (Superintendencia de Pensiones de Chile, 2018).
La densidad de cotización promedio es de 53 %, lo cual indica que el trabajador representativo cotiza al sistema pensional sólo uno de cada dos periodos en el mercado laboral.
La ventaja de trabajar con datos de Chile es que podemos explotar el contexto institucional, donde el sistema pensional opera como un régimen de capitalización individual, de modo que podemos distinguir de manera precisa cómo el ahorro individual responde a las decisiones individuales durante su historia laboral.
4. Datos
4.1. Encuesta de Protección Social de Chile
La Encuesta de Protección Social (EPS) es una encuesta longitudinal que se ha recolectado des- de 2002 hasta 2020, en siete rondas. Ofrece información longitudinal sobre educación, ingresos, interacción con el sistema de protección social, salud, e historia laboral del entrevistado.
Una de las principales ventajas de la EPS radica en que indaga por todas las actividades o situaciones3 (no necesariamente laborales) realizadas por el individuo desde 19804 o desde que tenían 15 años hasta el momento de la primer entrevista; y las actividades realizadas desde la encuesta anterior, para entrevistados en más de una ronda.
Abarcamos las rondas de 2002, 2004, 2006, 2009, 2015 y 2020, y excluimos de nuestro marco de análisis la ronda de 2012 debido a problemas con la representatividad y validez para realizar inferencia estadística producto falencias en la metodología de muestreo (Melipillán and Heerin- ga,2013)5. La exclusión de esta ronda no afecta significativamente la calidad del seguimiento de los entrevistados, pues en la ronda de 2015 se indaga por la historia laboral desde 2009 (en lugar de 2012, que es la ronda anterior, como se haría regularmente). No obstante, se pierde in- formación de individuos que fueron entrevistados en 2012 y aportaron su historia laboral entre 2009 y 2012, pero no lograron se entrevistados en 2015. De la ronda de 2020 sólo tomamos la muestra de entrevistados presencialmente, aplicada hasta marzo de 2020 6.
La unidad de análisis original de la historia laboral es persona-actividad. Sin embargo, dado que la duración de cada actividad es diferente para cada individuo, y existen actividades que ocurren simultáneamente (e.g. una persona con 2 o más trabajos), modificamos la base para convertirla en un panel. Aprovechando que contamos con el año y mes de inicio y de finalización de cada actividad, podemos conocer cuál era la situación del individuo en cada mes, y estandarizar nuestra unidad de análisis a nivel persona-mes.
3A lo largo del documento, por situaciones nos referimos al estado laboral del entrevistado, que puede ser (i) trabajando, (ii) cesante, (iii) buscando trabajo por primera vez, o (iv) inactivo.
4Se usa 1980 como año de referencia debido a que el momento en el cual entró en vigencia el sistema de ahorro individual, sustituyendo el antiguo Sistema de Reparto
5La ronda de 2012 tuvo una tasa de respuesta significativamente más baja que las demás rondas, y se encontró que la probabilidad de contestar esta encuesta en particular estaba correlacionada con características individuales
6Durante la recolección de la ronda de 2020 la EPS se aplicó presencialmente entre Diciembre de 2019 y Marzo de 2020, momento en el cual se suspendió por la declaración de emergencia sanitaria en Chile. En agosto de 2020 se retoman las entrevistas, pero de manera telefónica y con un subconjunto de los módulos de la encuesta presencial. Esta segunda fase fue denominada Encuesta de Continuidad y se aplicó a entrevistados que no lograron responder la EPS presencialmente.
Posteriormente, nos encargamos de construir nuestras variables de historia laboral a nivel anual, siguiendo un conjunto de reglas que se explican en detalle en el Apéndice A. De este modo, trabajamos con un panel anual de individuos desbalanceado.
4.2. Historia previsional de afiliados (HPA)
Contamos con datos administrativos individuales que relacionan la interacción con el sistema pensional de los entrevistados en la EPS. Los datos administrativos reportan información sobre las múltiples cuentas que puede tener cada entrevistado en capitalización obligatoria y volun- taria, y en las múltiples aseguradoras de fondos de pensiones. Esta información se encuentra reportada a nivel mensual desde enero de 2008 hasta diciembre de 2019.
El tratamiento que realizamos sobre esta fuente de información consiste en extraer el valor total del saldo en las diferentes cuentas de capitalización obligatoria del entrevistado, excluyendo las cuentas de ahorro voluntario.
Dado que los datos administrativos se encuentran reportados mensualmente, podemos rela- cionarla con las fechas en las que el individuo se encontraba en cada una de las situaciones reportadas en la EPS.
4.3. Serie desempleo regional
Nuestra última fuente de información es el Instituto Nacional de Estadísticas de Chile (INE), del cual extraemos datos trimestrales de la tasa de desempleo por región desde 1986 hasta 2020. Esta fuente la utilizamos para construir nuestro instrumento. Para ello, lo que hacemos es identificar la región y la fecha donde el entrevistado obtuvo su primer empleo.
Dado que la información de la fecha del empleo está reportada según mes (y no trimestre), lo que hacemos es identificar el trimestre al cual está asociado el mes de inicio del primer empleo, para finalmente cruzar la tasa de desempleo en el inicio de la vida laboral del individuo. Cuando realizamos nuestras estimaciones incluyendo el instrumento, todos los individuos cuyo primer empleo fue antes de 1986 quedan excluidos de la base de datos con la que se estima el modelo
4.4. Variables
4.4.1. Saldo acumulado pensional
El saldo acumulado pensional (SAP) lo definimos como la sumatoria del valor nominal del ahorro pensional en todos los fondos7 de la cuenta de capitalización individual de cotización obligatoria (CCICO) del afiliado8. Posteriormente, convertimos el SAP a CLP reales de 2018.
4.4.2. Primer empleo
Identificamos el primer empleo como la primera actividad, en orden cronológico, en la que el individuo se reportó "trabajando". Con el objetivo de identificar de mejor manera el primer trabajo, contrastamos el año del primer trabajo y lo contrastamos con el año de afiliación al sistema pensional, y garantizamos que el primer trabajo reportado sea el mismo año o antes de la afiliación (que es en sí mismo un indicador de cotizar, y por tanto, haber trabajado)9. De este primer empleo capturamos las condiciones iniciales de formalidad y salario de entrada.
4.4.3. Formalidad
Clasificamos un trabajo como formal según la posición laboral. En particular distinguimos 4 tipos de posiciones: (i) empleadores, (ii) trabajadores por cuenta propia, y (iii) empleados (públicos o privados) y servicio doméstico , y (iv) trabajadores familiares. Para los dos primeros, el criterio para definir si una ocupación es formal radica en estar cotizando a algún sistema previsional; para los terceros, definimos que una ocupación es formal cuando existe contrato firmado y cotización a algún sistema previsional. Finalmente, los trabajadores familiares son clasificados en su totalidad como informales.
Nuestra definición difiere de la definición oficial de (in)formalidad del INE de Chile, debido a que
7El saldo reportado en los datos administrativos en cada fondo tiene un redondeo de 10,000 CLP para el fondo B y 50,000 CLP para los demás fondos, e implican una distorsión de un 0.25 % en el valor promedio del saldo (Quintanilla, 2010). Esto no es un problema para nosotros puesto que el redondeo aplica para todos los individuos y podemos considerar la distorsión como un fenómeno aleatorio no correlacionado características individuales.
8Excluimos las cuentas de capitalización individual voluntarias y las cuentas de ahorro voluntario, debido a que los aportes en estas cuentas pueden estar incentivados por beneficios tributarios, y pueden tener retiros parciales o totales, por lo que siguen un patrón muy diferente al de las CCICO.
9Esta validación sólo la podemos realizar para personas que están afiliadas al sistema pensional. Para quienes nunca han cotizado, no es posible, pero como discutimos en siguiente sección, estas personas no hacen parte de nuestra muestra para el análisis.
la EPS no captura toda la información necesaria para lograr la clasificación más precisa 10. No obstante, el INE reconoce que el hecho de tener contrato escrito y cotizar al sistema previsional son proxys de formalidad (INE,2021). Usar contrato escrito como indicador de formalidad para asalariados ha sido empleado en múltiples trabajos (Akay and Khamis (2012),Mora and Muro (2012), Pisani and Ovando Rivarola (2019)). Por su parte, la cotización a sistema pensional como proxy de formalidad para empleadores y trabajadores por cuenta propia busca capturar el hecho de tener acceso al sistema de protección social, inherente a la formalidad laboral.
4.4.4. Salario
La variable del salario se construye usando el salario mensual reportado por el entrevistado en pesos chilenos (CLP) en cada trabajo de su historia laboral y lo convertimos el salario a CLP reales de 2018. Posteriormente, calculamos el salario real anual como la sumatoria de todos los salarios reales mensuales en cada año por el entrevistado. De esta forma obtenemos el valor de ingresos laborales independientemente de la cantidad de trabajos que haya tenido el individuo en cada periodo.
4.4.5. Otras variables
La experiencia laboral la definimos como la suma de meses acumulados en los que el individuo reportó que estaba trabajando, desde la fecha del primer empleo hasta el periodo contemporá- neo. Los meses en los que el individuo tuvo más de un empleo simultáneamente, lo contamos como un único mes de experiencia.
Por su parte, la cantidad de meses trabajados, y meses de trabajo formal, los construimos sumando la cantidad de meses diferentes en cada año en los que el individuo se reportó traba- jando, y trabajando en un empleo formal (usando nuestra definición), respectivamente. Note que esto nos permite no hacer doble conteo cuando algún individuo tiene más de un trabajo simultáneo en un mismo mes.
De otro lado, categorizamos el nivel educativo en tres: superior, media, y básica. Definimos que un individuo tiene educación superior cuando el último nivel aprobado sea formación técnica, instituto profesional, universitaria, o postgrado. Categorizamos con educación media a quienes
10La definición oficial utiliza información sobre la formalidad de la unidad económica para empleadores y trabajadores por cuenta propia para clasificarlos como formales o informales. Para los asalariados y servicio doméstico, la definición de formalidad consiste en que el empleador cotice al trabajador salud y pensión por concepto del vínculo laboral. En ambos casos, la EPS no dispone de toda esta información para aplicar la definición oficial.
tienen educación media Científico-Humanista o Técnica Profesional; mientras que quienes tie- nen un nivel inferior son clasificados con educación básica. Dado que esta información puede variar entre rondas, un mismo individuo puede tener varios niveles de educativos en su historia laboral11. Para efectos de nuestro trabajo, usamos el nivel educativo reportado en la entrevista más reciente a cada año de nuestro panel, y tomamos como categoría de referencia educación básica.
La posición ocupacional anual corresponde a la posición que más meses diferentes tuvo el individuo durante cada año. En los casos en los que dos o más posiciones tienen la misma máxima cantidad de meses damos prioridad a ciertas posiciones. Esto lo explicamos con más detalle en el Apéndice A.
Por último, definimos la región de trabajo de cada año como la región de trabajo del último mes en el que el individuo se reportó trabajando en cada año.
4.5. Muestra
La muestra final para nuestro estudio está conformada por 46,261 observaciones entre los años 2008 y 2019 que pertenecen a 8,618 individuos. Entre los 12 años, tenemos información en promedio para 5.4 años por individuo. Nuestra muestra contiene al 32 % de todos los individuos encuestados en el menos una ronda.
Los individuos de nuestra muestra son aquellos encuestados en al menos una ronda de la EPS que (i) tuvieran una cuenta de capitalización individual de cotizaciones obligatorias en alguna AFP entre enero de 2008 y diciembre de 2019; (ii) entraran al mercado laboral después enero de 1986 hasta diciembre de 2019 en alguna región de Chile (excluimos personas que iniciaron en otro país), y (iii) tengan información sobre el salario, formalidad, y región de su primer actividad laboral.
Adicionalmente, excluimos observaciones (no necesariamente personas) en los que (i) el año de observación sea posterior a la solicitud de la pensión por cualquier motivo (vejez, invalidez), (ii) el individuo reporta trabajar en un país diferente a Chile, y (iii) tengan valores faltantes en al menos una de las variables anuales.
Nuestro panel es desbalanceado, por lo que existen individuos que tienen más observaciones que otros, en virtud a la cantidad de rondas que en las cuales fueron entrevistados, y el cumplimiento de los criterios de inclusión y exclusión. En particular, 8 % de los individuos son observados
11Implementamos controles de calidad para garantizar que el nivel educativo contemporáneo sea consistente con los niveles reportados en rondas anteriores (e.g. el nivel educativo nunca decrece, entre otros).
durante todos los 12 años posibles, 64 % tiene observaciones para 4 o más periodos, y 19 % son observados en un único año.
4.6. Estadísticas descriptivas
La Tabla 1 presenta estadísticas descriptivas a nivel individual para las 8.618 personas que conforman la muestra, diferenciando según la formalidad en el primer empleo. Observamos que la participación en la las rondas de 2002 a 2009 es diferentes (participan más quienes inician como informales; p<0.01). Sin embargo, en las últimas dos rondas la participación no es estadísticamente diferente (p>0.1). Las rondas de 2015 y 2020 son las más relevantes para nuestro trabajo, puesto que ocupan la mayor parte del horizonte de tiempo que abarca nuestro panel, dado que capturan datos desde 2009 en adelante.
Observamos que la cantidad de rondas en las que fueron entrevistados por la EPS no es estadísti- camente diferente (p=0.11), denotando que la participación no está correlacionada (ρ=-0.018) con el hecho de iniciar como formal. De otro lado, observamos que la distribución de sexo (49 %) y educación media (49 %) tampoco está correlacionada con las condiciones de entrada;
sin embargo, si evidenciamos que quienes inician informales tienen mayor probabilidad de te- ner educación básica (14 % contra 8 %), mientras que quienes inician formales tienen mayor probabilidad de tener educación superior (43 % contra 38 %).
La Tabla2expone estadísticas descriptivas de nuestras variables de interés, diferenciando según la formalidad de inicio. El 72 % de la muestra ingresó al mercado laboral como formal, con un salario promedio de $321 mil CLP de 2018, y con una tasa de desempleo promedio en su región de origen de 7.98 %. Quienes ingresan como formales tienen 84 % más Saldo Acumulado Pensional (SAP), 16 % mayor salario anual, 30 % más meses trabajados como formales, y se desempeñan en mayor medida como empleados privados, que sus pares que ingresan como informales, a pesar de que la cantidad de meses trabajados y experiencia acumulada promedio es casi equivalente.
Encontramos que aquellos que ingresan como informales tienen más probabilidad de encontrarse en posiciones de trabajadores por cuenta propia, y servicio doméstico, mientras que quienes lo hacen como formales es más probable que se estén desempeñando como empleadores, y empleados públicos o privados. Finalmente, cerca del 42 % de las observaciones registraron trabajos en la región Metropolitana.
Las Figuras 1a y 1b muestran el comportamiento del SAP y salario anual promedio según edad, respectivamente. Observamos dos hechos claves: el saldo de la cuenta de capitalización
Tabla 1: Estadísticas descriptivas a nivel persona, según formalidad inicial
Variable Toda la muestra Formalidad inicial Informalidad inicial
Sexo 0.49 0.49 0.49
(0.5) (0.5) (0.5)
Educación Básica 0.09 0.08 0.14
(0.29) (0.27) (0.35)
Educación Media 0.49 0.50 0.48
(0.5) (0.5) (0.5)
Educación Superior 0.41 0.43 0.38
(0.49) (0.49) (0.48)
Participación en rondas
2002 0.34 0.36 0.30
(0.47) (0.48) (0.46)
2004 0.39 0.38 0.42
(0.49) (0.48) (0.49)
2006 0.40 0.39 0.43
(0.49) (0.49) (0.49)
2009 0.39 0.38 0.42
(0.49) (0.49) (0.49)
2015 0.83 0.83 0.82
(0.38) (0.38) (0.38)
2020 0.38 0.37 0.39
(0.48) (0.48) (0.49)
Rondas participando en la EPS 2.73 2.71 2.77
(1.67) (1.68) (1.63)
Número de personas 8618 6246 2372
Para educación se toma el nivel más alto reportado en las distintas rondas.
Desviación estándar entre paréntesis.
Fuente: Encuesta de Protección Social 2002-2020. Ministerio de trabajo y protección social de Chile.
individual obligatoria crece de manera exponencial según se envejece, hasta la edad de retiro;
mientras que el salario muestra un crecimiento acelerado en los primeros años laborales, pero se va ralentizando y, eventualmente, decrece. Esto pone de manifiesto que a pesar de que los ingresos laborales decrecen en edades maduras, el SAP continúa aumentando, evidenciando (i) que las decisiones laborales pasadas juegan un rol clave en la acumulación pensional; y también muestra (ii) que en edades maduras el SAP es cada vez menos sensible a las condiciones laborales contemporáneas.
De otro lado, la Figura2muestra la evolución del SAP de acuerdo con los años de experiencia y la formalidad de inicio. Evidenciamos que existen diferencias persistentes y crecientes a favor
Tabla 2: Estadísticas descriptivas a nivel persona-año, según formalidad inicial
Variable Toda la muestra Formalidad inicial Informalidad inicial
Log. SAP 14.45 14.61 14.00
(1.79) (1.72) (1.88)
Formalidad inicial 0.72 1.00 0.00
(0.45) (0) (0)
Tasa de desempleo inicio ( %) 7.98 7.89 8.21
(2.56) (2.56) (2.53)
Log. salario inicial 12.68 12.79 12.39
(0.84) (0.79) (0.9)
Log. salario anual 15.19 15.23 15.08
(0.87) (0.86) (0.9)
Meses trabajados 10.98 10.98 10.97
(2.57) (2.57) (2.57)
Meses trabajo formal 8.96 9.55 7.36
(4.74) (4.31) (5.43)
Experiencia (meses) 122.20 121.92 122.96
(93.4) (94.71) (89.71)
Región Metropolitana 0.42 0.40 0.47
(0.49) (0.49) (0.5)
Posición ocupacional principal
Empleador 0.07 0.08 0.06
(0.26) (0.27) (0.23)
Cuenta propia 0.10 0.08 0.16
(0.3) (0.27) (0.37)
Empleado público 0.11 0.12 0.10
(0.32) (0.33) (0.3)
Empleado privado 0.69 0.70 0.66
(0.46) (0.46) (0.48)
Servicio doméstico 0.02 0.01 0.03
(0.13) (0.12) (0.16)
Familiar 0.00 0.00 0.00
(0.01) (0.02) (0.01)
Observaciones 46261 33845 12416
Para las variables de condiciones iniciales las estadísticos son reportados a nivel persona.
Desviación estándar entre paréntesis.
Fuente: Encuesta de Protección Social 2002-2020. Ministerio de trabajo y protección social de Chile.
de quienes inician como formales. A medida que los individuos avanzan en su vida laboral las brechas de ahorro pensional aumentan. Esto pone de manifiesto que las desigualdades en
(a) SAP promedio, según edad. (b) Salario anual promedio, según edad.
Fuente: Encuesta de protección social 2002-2020. Ministerio de trabajo y protección social de Chile.
las condiciones de entrada tienen efectos de largo plazo y son capaces de trasladarse hacia el sistema pensional.
Figura 2: Saldo acumulado pensional promedio, según años de experiencia y formalidad inicial.
Fuente: Encuesta de protección social 2002-2020. Ministerio de trabajo y protección social de Chile.
5. Metodología
Nuestro objetivo es estimar el efecto causal de la formalidad del primer empleo sobre el saldo acumulado pensional. En particular, nuestra ecuación base es la siguiente:
yi,t = β1Fi0+ β2ci+ β3xi,t+ τt+ µi+ ϵi,t (1)
Donde yi,t es el logaritmo del saldo acumulado pensional del individuo i, en el periodo t. Fi0 es un indicador binario que toma el valor de uno si el primer trabajo del individuo fue formal y cero en caso contrario; mientras que ci es un vector de otras características individuales que no varían en el tiempo, en particular, el sexo, y el logaritmo del salario de entrada.
Por su parte, xi,t es un vector de características individuales que varían en el tiempo. Espe- cíficamente, contiene información sobre el logaritmo del salario anual, la cantidad de meses trabajados como formal durante el año, la experiencia en meses, experiencia al cuadrado, nivel educativo, posición ocupacional, y la región en la que trabajó.
Empleamos controles de año, (τt), con el objetivo de controlar factores exógenos agregados, como lo son ciclos económicos y niveles de ingreso diferenciados entre regiones. Finalmente, µi
expresa la heterogeneidad individual, y ϵi,t es el error
Estimar la ecuación 1 usando de efectos aleatorios (RE) arrojaría estimadores inconsistentes, pues el supuesto clave de RE consiste en que la heterogeneidad individual, µi, no está correla- cionada con nuestras covariables. En nuestro caso, este supuesto no es razonable, dado que la acumulación pensional es fruto de todas las decisiones laborales de la historia individual.
La estimación por efectos fijos (FE) nos permite controlar por la heterogeneidad individual, al no incurrir en el supuesto de RE. Sin embargo, FE no nos permite responder nuestra pregunta de investigación, puesto que todas las características que no cambian en el tiempo no pueden estimarse bajo este método, por lo que no podríamos estimar el efecto de la formalidad del primer empleo.
Entonces, empleamos una estimación usando efectos aleatorios correlacionados (CRE). Este método tiene varias ventajas: (i) relaja el supuesto de no-correlación entre µi y las covariables que varían en el tiempo. (ii) Nos permite estimar y distinguir efectos within y between de cada covariable que varía en el tiempo. (iii) Además, podemos estimar el efecto de nuestra variable de interés, que no cambia en el tiempo. Por último (iv) CRE también arroja estimaciones robustas a la heteroscedasticidad y correlación serial Joshi and Wooldridge (2019).
El supuesto de CRE consiste en que µi = π ¯xi+ νi12, donde la media a nivel individual de las covariables, ¯xi, recoge la correlación entre las covariables que varían a través del tiempo y la heterogeneidad individual µi. En la práctica, CRE estima los efectos within a través de efectos
12νi corresponde al error individual que no está correlacionado con xi,t.
aleatorios descomponiendo las covariables que varían en el tiempo en un componente between a través de ¯x y un componente individual.
De acuerdo con Mundlak (1978), la suma de los promedios temporales de las covariables que varían en el tiempo reproduce las estimaciones de FE en las covariables que varían en el tiempo.
Esto es, CRE permite que la heterogeneidad se correlacione con las variables explicativas que varían en el tiempo, logrando que los estimadores within sean equivalentes a los de FE (en nuestra ecuación base, β3F E = β3CRE) (Joshi and Wooldridge,2019). En este sentido, CRE tiene los estimados de FE para covariables que varían en el tiempo, y además nos permite estimar los parámetros de las covariables que sólo cambian a nivel individual, similar a RE (aunque los estimadores no son equivalentes). La ecuación 2 presenta la ecuación a estimar a través de CRE.
yi,t = β1Fi0+ β2ci+ β3xi,t+ π ¯xi+ νi+ τt+ ϵi,t (2)
El principal problema de identificación de la ecuación2radica en no estamos controlando direc- tamente por factores no observables que pueden afectar las características del primer empleo.
Esto es, iniciar como formal no es un evento aleatorio. El primer empleo revela información sobre las preferencias individuales. Las personas se inclinan por cierto tipo de trabajos en la medida que sean más acordes a sus preferencias. Por ejemplo, podríamos considerar que ciertos individuos preferirían trabajos formales que les permitan acceder a todos los instrumentos de protección social de Chile y mantener un flujo continuo de aportes al sistema pensional. En este sentido, la formalidad del primer empleo podría estar endógenamente determinada por características individuales no-observables que no cambian a lo largo del tiempo. Entonces los estimadores de la ecuación (2) estarán sesgados.
5.1. Enfoque de variables instrumentales
Para resolver el problema, empleamos una estimación usando variables instrumentales, donde usamos como instrumento la tasa trimestral de desempleo regional al momento de obtener el primer empleo. Instrumentalizar la tasa de desempleo para explicar condiciones de entrada ha sido usado por los trabajos de Neumark (2002), Ghirelli (2014), y Schmillen and Umkehrer (2017), entre otros. Nuestro instrumento es relevante porque influencia la calidad del empareja- miento inicial entre trabajadores y firmas, en el sentido que aumentos en la tasa de desempleo pueden ocasionar que los entrantes al mercado laboral vean reducida la demanda de trabaja- dores formales, por lo que aumentaría la probabilidad relativa de obtener un primer empleo informal sobre uno formal.
Bajo este enfoque, la tasa de desempleo regional debe ser exógena y satisfacer la restricción de exclusión. Instrumentalizamos exclusivamente la formalidad inicial Fi0. No consideramos usar el primer salario como variable endógena, pues es menos sensible a cambios en la tasa de desempleo, y está correlacionado con la formalidad inicial.
La tasa de desempleo nos aporta una fuente de variación exógena porque no afecta directamente la acumulación pensional, sino que lo hace únicamente a través de la formalidad del primer empleo. Adicionalmente, es poco razonable considerar que exista causalidad inversa entre la formalidad y la tasa de desempleo, pues el instrumento está medido a nivel regional, y nuestra variable exógena a nivel individual, e informalidad no implica desempleo.
El instrumento que usamos puede ser débil, principalmente por dos motivos: (i) la tasa de desempleo puede incidir sobre decisión del momento de entrada, pues podrían existir personas que retrasan su ingreso al mercado laboral si anticipan que las condiciones de entrada pueden ser desfavorables (Oreopoulos et al.,2012). De otro lado, (ii) la región donde se obtiene el primer empleo no necesariamente es aleatoria, pues las personas pueden decidir migrar a regiones donde existan menores tasas de desempleo. Esto es, las personas más hábiles pueden decidir dónde inician, con preferencia hacia mercados más dinámicos y formales (Todaro, 1969).
Con respecto a la primer crítica, trabajos como deKhan (2010) yOreopoulos et al. (2012) han propuesto que en efecto la tasa de desempleo puede retrasar la entrada al mercado laboral, sin embargo, sus trabajos se han concentrado específicamente en población graduada de educación superior. La forma en la que intentan controlar esta relación, es introduciendo como instrumento el año de graduación pronosticado. En nuestro contexto, esta solución es poco práctica, puesto que estamos trabajando con población heterogénea, con distintos grados de escolaridad y no todos tienen un año de graduación13.
Sobre la segunda limitación, lo ideal sería incluir la región de residencia inmediatamente antes del primer empleo. Desafortunadamente no contamos con esta información. Sin embargo, puede no ser un problema grave dado que el cambio de región de trabajo ocurre sólo en el 8 % de nuestra muestra. Adicionalmente, las distribución geográficas de la región del primer empleo presentan un comportamiento similar al observado en el Censo poblacional de Chile de 201714 Estimamos la probabilidad de ser formal en el primer empleo a través de una primer etapa con un modelo de probabilidad lineal como lo presentamos en la ecuación 3, donde Di se refiere a la tasa de desempleo del trimestre y región donde el individuo i tuvo su primer empleo.
13La EPS reporta información sobre el año de graduación, pero exclusivamente para población con educación superior.
14El Censo de 2017 identifica que en las regiones Metropolitana, Biobío, y Valparaiso reside el 40.5 %, 11.6 % y 10.3 % de la población, respectivamente; y nosotros tenemos que el 41.4 %, 11.7 % y 9.7 %, respectivamente, de nuestros individuos entraron en estas regiones.
Fi0 = α0+ α1Di+ ξi (3)
Esperamos que la regresión que no incluye variables instrumentales sub-estime el efecto asociado a la formalidad laboral en el primer empleo, pues la decisión de acceder un empleo formal tiene una relación negativa con la tasa de desempleo, provocando que la probabilidad de ser formal sea menor. De modo que nuestra primer etapa aísla el efecto de las condiciones macroeconómicas del efecto real de la formalidad laboral del primer empleo.
5.2. Persistencia de la formalidad
Con el objetivo de profundizar en el mecanismo por el cual la formalidad inicial tiene efectos de largo plazo sobre el SAP, analizamos la persistencia de la formalidad y de su intensidad.
Para ello, estimamos la ecuación (4), con la que buscamos evaluar los efectos de la formalidad en periodos anteriores sobre la formalidad contemporánea, y la intensidad de la formalidad de periodos anteriores sobre los contemporáneos.
Fi,t = γ1Fi0+ γ2Fi,t−1+ γ3Zi,t+ ωi+ ηi,t (4)
Trabajamos dos medidas de formalidad recogidas en Fi,t: (i) indicador dicotómico que toma el valor de uno si el individuo i trabajó al menos un mes como formal durante el periodo t; y (ii) la cantidad de meses en el año t en los que el individuo estuvo trabajando como formal. Fi,t−1 corresponden a los rezagos de las dos medidas descritas anteriormente.
Zi,t es un vector de características individuales que varían en el tiempo. Específicamente, con- tiene la experiencia acumulada y el nivel educativo. Los términos ωi y ρi corresponden a la heterogeneidad individual respectiva para cada ecuación y, ηit y uit. Por su parte, γ2 representa el structural state dependence (SSD), de acuerdo con Heckman(1981).
La ecuación 4 es estimada usando un enfoque de efectos aleatorios y efectos aleatorios corre- lacionados. Cuando estimamos Fi,t como dicotómica usamos un modelo probit, y cuando lo hacemos con la medida continua de meses formales, empleamos usando una regresión lineal.
Nuestras estimaciones no padecen el problema de valor inicial15, pues a pesar de que la muestra
15Este problema es común cuando se analiza persistencia de resultados laborales en contextos donde no se conoce el punto de partida. El problema radica en que los valores iniciales están endógenamente determinados con la evolución de los parámetros y las características individuales, convirtiéndose en un factor que sesga los estimadores de SSD.
contiene información sobre la formalidad entre 2008 y 2019, también capturamos la información sobre la formalidad de entrada (Fi0), de modo que la distribución de los valores iniciales es conocida, y podemos distinguir la SSD de otras fuentes de persistencia.
No obstante, decidimos emplear la solución propuesta porWooldridge (2005), que sugiere que los efectos individuales no observados deben ser considerados condicionales sobre los valores iniciales y las covariables exógenas que varían en el tiempo, siguiendo la idea de efectos aleatorios correlacionados de Chamberlain (1984) para este tipo de especificaciones. A pesar de no ser necesaria esta corrección, la aplicamos con el objetivo de comparar los estimadores con los de efectos aleatorios, sin embargo, podemos anticipar que las diferencias deberían ser mínimas por cuanto estamos incorporando los valores iniciales a nuestra especificación.
6. Resultados
6.1. Efectos sobre pensiones
La evolución del saldo acumulado pensional (SAP) muestra un patrón divergente entre las personas que inician su vida laboral como formales con respecto a quienes lo hacen como informales. La Tabla 3 presenta los resultados del modelo base estimado según los diferentes métodos disponibles: (i) efectos aleatorios, (ii) efectos aleatorios con variables instrumentales, (iii) efectos fijos16, (iv) efectos aleatorios correlacionados y, (v) efectos aleatorios correlacionados con variables instrumentales.
En particular, tomamos como referencia la columna (5) que incluye todos los controles es- pecificados y descritos en la sección 5. Encontramos que existe una relación estadísticamente significativa y positiva entre la formalidad inicial y el SAP. En particular, las personas que entran al mercado formales tienen 1.2 veces más SAP que quienes lo hacen como informales.
Cuando estimamos por efectos aleatorios, RE, (columna 1), todos los parámetros reportados son estadísticamente significativos, pero están sesgados, por cuanto tienen el problema de en- dogeneidad de las condiciones iniciales. Además, RE incurre en el supuesto poco razonable de que la heterogeneidad individual no está correlacionada con nuestras covariables. La estimación de la columna (2), RE con variables instrumentales, corrige el primer problema, pero mantiene el segundo. En subsección6.2 profundizamos en los resultados de la primera etapa.
16Reportamos los resultados usando FE para demostrar que los coeficientes estimados para las covariables que varían en el tiempo son equivalentes a los obtenidos usando CRE.
Tabla 3: Efectos sobre el saldo acumulado pensional
Variable
(1) (2) (3) (4) (5)
RE RE IV FE CRE CRE IV
Formalidad inicial 0.499*** 0.634** 0.326*** 1.204***
(0.02) (0.31) (0.03) (0.30)
Log. Salario inicial 0.316*** 0.300*** 0.089*** -0.041
(0.02) (0.05) (0.02) (0.05)
Meses formal 0.029*** 0.029*** 0.025*** 0.025*** 0.025***
(0.00) (0.00) (0.00) (0.00) (0.00) Log. Salario anual 0.176*** 0.175*** 0.125*** 0.125*** 0.125***
(0.02) (0.01) (0.01) (0.01) (0.01)
Sexo - Femenino -0.049** -0.054** 0.006 -0.004
(0.02) (0.02) (0.02) (0.02)
Experiencia (meses) 0.028*** 0.028*** 0.022*** 0.022*** 0.022***
(0.00) (0.00) (0.00) (0.00) (0.00) Educación - Media 0.143*** 0.134*** -0.052* -0.052* -0.052*
(0.03) (0.03) (0.03) (0.03) (0.03) Educación - Superior 0.172*** 0.162*** -0.082*** -0.082*** -0.082***
(0.03) (0.03) (0.03) (0.03) (0.03)
Media Log. salario anual 0.409*** 0.462***
(0.02) (0.03)
Media Meses formal 0.098*** 0.097***
(0.01) (0.01)
Media Experiencia -0.002*** -0.001
(0.00) (0.00)
Media Educación - Media 0.394*** 0.331***
(0.05) (0.05)
Media Educación - Superior 0.423*** 0.376***
(0.05) (0.06)
Efectos fijos de año Sí Sí Sí Sí Sí
Efectos fijos regionales Sí Sí Sí Sí Sí
Observaciones 46261 46261 46261 46261 46261
Errores estándar entre paréntesis. Errores estándar clusterizados a nivel de región del primer empleo.
* p<0.1, ** p<0.05, *** p<0.01
Fuente: Elaboración propia con base en EPS 2002-2020. Ministerio de trabajo y protección social de Chile.
Cuando estimamos la misma ecuación usando efectos, FE (columna 3), estamos eliminando la heterogeneidad individual de nuestros estimadores, y las covariables que no cambian en el tiempo. Como resultado, las características del primer empleo no pueden ser estimadas.
Realizamos el test de Hausman para evaluar formalmente el supuesto de RE. Encontramos que RE es inconsistente, y su supuesto no se cumple. Es decir, la heterogeneidad individual sí está correlacionada con nuestras covariables.
Con la estimación por FE podemos tener estimadores within para las covariables que cambian en el tiempo. Resaltamos que un mes adicional trabajando como formal está asociado con un aumento en promedio de 2.5 % en el SAP; mientras que por cada 1 % adicional en el salario anual contemporáneo, se espera un aumento en promedio de 0.12 % en el SAP. Note que este estimador es cercano a la tasa de cotización obligatoria a pensiones.
Por su parte, un mes adicional de experiencia está asociado con un aumento de 2.2 % en el SAP en promedio, lo cual es razonable a la luz de que más tiempo trabajado implica, en promedio, mayor monto contizado, y por tanto, mayor SAP. Finalmente, resaltamos que los estimadores within de educación son negativos. En particular, las personas que adquieren un grado de edu- cación superior una vez se han insertado en el mercado laboral, tienen una reducción promedio de 8.2 % en su SAP. Esto se explica por el hecho de que para lograr su grado superior deben tener periodos de inactividad (para estudiar), o trabajan menor cantidad de horas, que implican un menor flujo de cotización durante esos periodos.
Estimando a través de efectos aleatorios correlacionados, CRE (columna 4 y 5), nos permite obtener los mismos estimadores within para las covariables que varían en el tiempo que obtu- vimos para FE, y adicionalmente, nos permite estimar el efecto de nuestras covariables a nivel individual y los efectos between para las covaríables a nivel persona-año.
De las estimaciones por CRE con variables instrumentales resaltamos que iniciar en un empleo formal causa que el SAP sea 1.2 veces mayor que si se iniciara en un empleo informal, y es la covariable que tiene mayor efecto de nuestra especificación. Esto indica que la formalidad en el primer empleo está asociada con una mayor densidad de cotización y monto cotizado a los fondos de pensiones obligatorios. Adicionalmente, destacamos que una vez controlamos por la endogeneidad de la formalidad inicial, y permitimos que la heterogeneidad individual esté correlacionada con xi,t, corregimos el sesgo que teníamos en las columnas anteriores, eviden- ciando que inicialmente estabamos sub-estimando su efecto de largo plazo sobre el SAP. La sub-estimación está explicada por el hecho de que las personas que obtienen trabajos forma- les en su ingreso al mercado laboral pueden sortear de mejor forma condiciones adversas de entrada, como el desempleo.
También evidenciamos que el salario de entrada no tienen relación significativa con el SAP una
vez controlamos por la heterogeneidad individual y corregimos el problema de endogeneidad de la formalidad inicial. Es decir, el efecto de largo plazo de las condiciones de entrada sobre la acumulación pensional se produce exclusivamente a través de la formalidad de entrada.
Destacamos que el efecto between de la educación es estadísticamente significativo y positivo.
Esto quiere decir que a pesar de que obtener un grado superior de educación implica reducir la oferta laboral individual por un lapso determinado, quienes logran un mayor nivel educativo alcanzan mayor SAP que aquellos que tienen educación básica.
La Figura 3 muestran los efectos persistentes sobre SAP estimado de haber iniciado la vida laboral con un contrato formal usando los estimadores obtenidos a través de CRE. Observamos que la trayectoria del SAP distinguiendo entre los que tuvieron un contrato formal y los que no.
Mostramos que a pesar de que ambos grupos parten de un origen común, la pendiente de la trayectoria del monto acumulado es estadísticamente diferente para quienes inician en mejores condiciones. En particular, se observa que la pendiente para las personas que obtienen un primer empleo formal es mayor en relación con quienes lo hacen en uno informal. Adicionalmente, en la medida que las personas avanzan en su vida laboral, la brecha tiende a hacerse más grande, denotando que las condiciones de entrada tienen efectos de largo plazo y son capaces de profundizar las desigualdades asociadas al punto de inicio.
Figura 3: Trayectoria del SAP estimado, según formalidad de entrada y años de experiencia
Fuente: Elaboración propia con base en EPS 2002-2020. Ministerio de trabajo y protección social de Chile.
Finalmente, queremos enfatizar en que nuestros estimadores son de cota inferior, debido a que la muestra observa exclusivamente a personas que registraron algún empleo entre 2008 y 2019, y que estuvieran afiliadas al sistema pensional. Entonces, podemos intuir que el efecto de las condiciones podría ser incluso mayor si introdujésemos personas que salen definitivamente del mercado laboral o personas no afiliadas.
6.2. Primera etapa
La Figura4muestra la probabilidad condicional de obtener primer empleo formal según tasa de desempleo regional inicial, donde calculamos el promedio de la probabilidad para cada unidad porcentual de la tasa de desempleo. Podemos observar que a mayores tasas de desempleo, se espera que la probabilidad de ser formal disminuya.
Figura 4: Probabilidad condicional de obtener primer empleo formal según tasa de desempleo regional inicial.
Cada punto representa el valor promedio de la probabilidad condicional para cada entero de la tasa de desempleo en porcentaje.
Fuente: Elaboración propia con base en EPS 2002-2020. Ministerio de trabajo y protección social de Chile.
Instituto Nacional de Estadísticas de Chile.
La Tabla4 presenta los resultados de la primer etapa estimando por variables instrumentales, tanto para RE (columna 1), como para CRE (columna 2). Encontramos que la tasa de desempleo contemporánea al momento de ingreso al mercado laboral es estadísticamente significativa para
explicar la probabilidad de ser formal en el primer empleo. Como lo discutíamos en la sección 5.1 la relación es negativa. En particular, el aumento de un punto porcentual (p.p) en la tasa de desempleo inicial está asociado una reducción promedio en la probabilidad de ser formal en el primer empleo entre 1.3 p.p (columna 1) y 1.4 p.p (columna 2) .
Para establecer formalmente la relevancia de nuestro instrumento calculamos el estadístico F de Cragg-Donald Wald, que es equivalente a 345, por lo que podemos afirmar que nuestro instrumento es estadísticamente significativo al 1 %, y rechazamos la hipótesis de instrumentos débiles.
Tabla 4: Primera etapa: probabilidad de tener primer empleo formal.
Variable
(1) (2)
RE IV CRE IV
Tasa de desempleo inicial -0.013*** -0.014***
(0.001) (0.001)
Año de inicio Si Si
Estadístico F (Cragg-Donald) 299.6 345.3
Individuos 8618 8618
Observaciones 46261 46261
Errores estándar entre paréntesis.
* p<0.1, ** p<0.05, *** p<0.01
Fuente: Elaboración propia con base en EPS 2002-2020. Minis- terio de trabajo y protección social de Chile.
6.3. Trayectoria laboral
Encontramos que la probabilidad de ser formal tiene una dependencia considerable con la forma- lidad en periodos anteriores. La Tabla5muestra los efectos marginales estimados de la ecuación (4) a través de RE y CRE. En las primeras dos columnas reportamos los efectos marginales de la estimación de la probabilidad de tener al menos un mes como formal usando un modelo probit; mientras que en las columnas tres y cuatro presentamos la estimación usando como variable dependiente la cantidad de meses trabajados como formal usando un modelo lineal. El primer par de estimaciones nos permiten evaluar la dependencia de estado de formalidad, y las últimas dos su intensidad
Los resultados muestran que nuestros estimadores son similares entre RE y CRE entre cada ecuación estimada. Esto ocurre porque CRE soluciona el problema de valores iniciales que
nuestra especificación no tiene por cuanto incluye la formalidad de inicio como covariable. Para la interpretación nos concentramos en los resultados obtenidos a través de CRE.
Tabla 5: Trayectoria laboral: Formalidad en t. Efectos marginales promedio.
Variable
Y = trabaja al menos un mes como formal Y = Meses de trabajo formall
(1) (2) (3) (4)
RE CRE RE CRE
Formalidad t-1 0.289*** 0.287*** 0.711*** 0.714***
(0.005) (0.005) (0.00) (0.00)
Formalidad inicial 0.015*** 0.016*** 0.314*** 0.304***
(0.003) (0.003) (0.05) (0.05)
Sexo - Femenino -0.0007 -0.0006 -0.130*** -0.131***
(0.003) (0.003) (0.04) (0.04)
Experiencia 0.0001** 0.0003** 0.00371*** 0.00364**
(0) (0) (0.00) (0.00)
Educación Media 0.022*** -0.002 0.363*** -0.242
(0.005) (0.019) (0.08) (0.24)
Educación Superior 0.045*** 0.012 0.696*** -0.0805
(0.005) (0.022) (0.08) (0.27)
Media Experiencia -0.0002 0.000343
(0) (0.00)
Media Educación Media 0.026 0.659***
(0.02) (0.25)
Media Educación Superior 0.036 0.847***
(0.023) (0.28)
Efectos fijos de año Si Si Si Si
Efectos fijos de región Si Si Si Si
Observaciones 30708 30708 30708 30708
Errores estándar entre paréntesis. Errores estándar clusterizados a nivel de región.
* p<0.1, ** p<0.05, *** p<0.01
Fuente: Elaboración propia con base en Encuesta de Protección Social 2002-2020. Ministerio de trabajo y protección social de Chile.
Encontramos que la formalidad en periodos anteriores y en el primer empleo tiene una relación estadísticamente significativa y positiva sobre la formalidad contemporánea. La columna 2 evi- dencia que el hecho de haber trabajado como formal en el año anterior aumenta la probabilidad de ser formal en el año actual en promedio en 28.7 p.p; mientras que el hecho de haber ingresado al mercado como formal aumenta la probabilidad de ser formal en promedio en 1.6 p.p.
Por su parte, la columna 4 expone que un mes adicional de trabajo formal el año anterior aumenta en promedio 0.7 meses de trabajo formal en el periodo contemporáneo; mientras que
la formalidad inicial está asociada con un aumento promedio de 0.3 meses de trabajo formal.
Estos resultados verifican la existencia de una dependencia de estado estructural de la forma- lidad, lo que Heckman (1981) denomina como el structural state dependence. Quienes inician su vida laboral en una posición formal tienen más probabilidades de continuar siéndolo en el futuro y con mayor intensidad.
La figura5presenta la probabilidad estimada de ser formal estimada a través de la ecuación (4) usando la medida dicotómica de Fi,t, comparando entre los individuos que pudieron entrar al mercado laboral como formales. Observamos que la probabilidad de ser formal en los primeros años de experiencia es afectada en gran medida por la formalidad de entrada, sin embargo, a medida que los individuos avanzan en su vida laboral, las brechas de formalidad se reducen, aunque nunca se igualan. Las personas que inician como informales son capaces de moverse hacia empleos formales en cuanto ganan experiencia, pero su probabilidad de ser formales es persistentemente menor que quienes inician como formales.
Figura 5: Probabilidad de ser formal, según formalidad de entrada y años de experiencia
Fuente: Elaboración propia con base en EPS 2002-2020. Ministerio de trabajo y protección social de Chile.
7. Discusión y conclusiones
Los resultados obtenidos en este trabajo soportan nuestra hipótesis de investigación: en la medida que las personas que ingresan al mercado laboral como formales tienen una trayectoria de acumulación pensional con mayor pendiente que aquellos que ingresan en peores condiciones.
Encontramos que las desigualdades iniciales tienden a acrecentarse a medida que las personas avanzan en su vida laboral y que el peso de la calidad del primer empleo es decisivo sobre el saldo acumulado pensional (SAP). En este sentido, las pensiones se convierten en un reflejo de acumulación no sólo del ahorro individual, sino también de las desigualdades laborales.
Nuestros resultados sugieren que la formalidad inicial tiene un efecto de largo plazo porque el hecho de ser formal en algún periodo tiene efectos persistentes sobre la probabilidad de ser formal en los siguientes periodos, provocando que las densidad de cotizaciones obligatorias sea mayor, y por tanto, que el acumulado pensional también lo sea.
Adicionalmente, la trayectoria laboral de formalidad configura un segundo efecto: en la medida que las expectativas de obtener una (cuantiosa) pensión son menores, las personas enfrentan un costo de oportunidad de sus ingresos laborales. Aquellos que han iniciado su vida laboral en la informalidad, quienes no han cotizado al sistema, o quienes no están en capacidad de realizar aportes extra-legales, tienen menos incentivos a cotizar cuando están en una etapa media y avanzada de su vida laboral. Esto ocurre porque los individuos que tienen bajas expectativas de acceder a una pensión, dada su trayectoria laboral y su acumulado pensional, pueden preferir invertir sus excedentes en otros rubros.
Encontramos que el salario de entrada no tiene relación significativa con el SAP, lo cual sugiere que en los primeros años de la historia laboral no es muy relevante sobre cuánto se aporte, sino ser capaces de mantener una densidad de cotización elevada, a través de empleos formales.
La evidencia de Chile es particularmente relevante para otros países en vía de desarrollo, pues sus reglas de juego del sistema pensional, condiciones económicas agregadas, y calidad de la información nos permiten aislar los efectos de la trayectoria laboral sobre el sistema pensional.
Al ser un sistema exclusivo de aportes individuales, podemos diferenciar de mejor manera la fracción de la pensión esperada que se debe exclusivamente a la trayectoria individual, de la fracción que con otras reglas de juego podría aportar el Estado.
No obstante, el contexto chileno no es del todo comparable con otros países de la región, pues su tasa de formalidad es la mayor de América Latina. Esto nos hace pensar que nuestros efectos estimados pueden ser la cota inferior de lo que se estimaría en otros países de la región, donde la tasa de formalidad laboral es menor, y por tanto, las condiciones de entrada pueden crear brechas más grandes sobre el sistema pensional, antes de incluir los aportes públicos.
