TESIS de MAGÍSTER - Economía UCeconomia.uc.cl/wp-content/uploads/2015/07/tesis_erivera.pdf ·...

D O C U M E N T O D E T R A B A J O

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S a n t i a g o d e C h i l e , 1 6 d e A g o s t o d e 2 0 0 2


3

AABB SS TT RR AA CC TT

Diversos estudios se han realizado en distintos países respecto a los posibles efectos que

puede ocasionar un alza del salario mínimo. Los hallazgos de dichos estudios desarrollados bajo metodologías que no siguen patrones comunes, no apuntan hacia un único resultado. Y muchas veces, es sobre la base de estos estudios que se emiten opiniones en cuanto a porqué si o no variar el nivel del salario mínimo en una determinada magnitud.

Es por esto, que el presente trabajo se ha planteado reflexionar en torno a si el salario

mínimo afecta la probabilidad de que una persona se encuentre empleada, dado el grado de restrictividad que enfrenta. Para ello, se ha analizado estadísticamente, gráficamente y econométricamente, la evolución del grado de restrictividad potencial del salario mínimo, así como también se ha tratado de identificar quiénes se encuentran más afectados por el salario mínimo, en diferentes momentos en el tiempo, dentro del periodo 1990 – 2001.

La elaboración del análisis estadístico, contempla mediciones numéricas que pretendieron

dar una impresión en cuanto a la evolución de la incidencia del salario mínimo para los hombres, las mujeres, para los que trabajan en el sector manufacturero, sector construcción y el sector comercio, para los hombres y mujeres con nivel de educación básica incompleta y, hombres y mujeres con al menos educación media completa.

Por otro lado, a partir del análisis gráfico, puede señalarse que se evidenció la existencia de

un porcentaje que ha ido en aumento de personas trabajando en el sector informal, pues cada vez más salarios por hora a fines del periodo de estudio, se encontraban por debajo del salario mínimo por hora. Para el año 2001, en cuanto a los hombres, el 16.7% de los salarios resultó inferior al salario mínimo por hora, mientras que para las mujeres, dicho porcentaje fue de 23.7%.

Gracias al análisis estadístico y gráfico se visualizó que la restrictividad potencial del salario

mínimo ha ido en aumento: El año de menor restrictividad se considera es el año de 1996; mientras que la mayor restrictividad se interpreta ocurrió durante el año 2001.

Estos análisis sirvieron como paso previo al análisis econométrico, el cual permitió testear

formalmente, la hipótesis de la investigación del estudio: a mayor restrictividad del salario mínimo, menor es la probabilidad de que una persona se encuentre empleada, dado que está restringida. Por ello se estimaron regresiones para 1996, año identificado como de menor incidencia, y para el 2001, año de mayor restrictividad del salario mínimo.

El resultado esperado fue el encontrado: dado lo observado en los análisis estadístico y

gráfico, se esperaba que la restrictividad del salario mínimo no fuese importante para afectar la probabilidad de estar empleado, para Junio de 1996, pero sí lo fuese para Marzo de 2001.

Se encontró que los más restringidos por el salario mínimo son en general, los más

jóvenes (aquellos entre 18 y 20 años de manera especial); la incidencia del salario mínimo aumenta si la persona tiene menor dotación de capital humano, es decir, para aquellos con menor número de años de experiencia y menor nivel escolar alcanzado.


4

ÍÍNN DD II CC EE I. Introducción..……...…. . . …… …… …… ……… … …… …… …… …… … …… …. 5

II. El Salario Mínimo: Una Breve Reseña Histórica…..………………………………….……7

III. Evidencia Empírica Internacional y para Chile...…………………..……..……………....10

III.1. Evidencia Empírica Internacional.……………………………………..10

III.2. Evidencia Empírica para Chile….……………………………………...17

IV. Marco Teórico...…………………………….……………………..……..……………...20

IV.1. Modelo Simple del Mercado del Trabajo...……………………………..20

IV.2. Mercado de Trabajo con Heterogeneidad.……………………………..21

V. Metodología....……………………………….……………………..……..……………...25

V.1. Aspectos Generales...…………………....……………………………....25

V.2. Análisis de Mediciones Numéricas, Gráficos de Densidad de Kernel y

Modelo Probit……………………….………....……………………………..25

V.3. Definición de la Muestra………………....……………………………...36


5

VI. Resultados de la Investigación...…………….……………………..……..……………....41

VI.1. Comentario sobre La Evolución del Salario Mínimo en Chile...………..41

VI.2. Un Análisis Estadístico: Mediciones Numéricas..........………………….42

VI.3. Un Análisis Gráfico: Estimadores de Densidad de Kernel....…………...50

VI.4. Un Análisis Econométrico..........................................................…………...59

VI.4.A. Identificación de Individuos Restringidos

por el Salario Mínimo......................................................................59

VI.4.B. Impacto de la Restrictividad Potencial del Salario Mínimo sobre la Probabilidad de que una Persona se encuentre Empleada...................................................................68

VII. Comentarios Finales............................……….……………………..……..……………....72

VIII. Referencias Bibliográficas…....…………….……………………..……..……………...75


6

II .. IINN TT RR OO DD UU CC CC II ÓÓ NN

Cada vez que se plantean cambios en algo, sea que se esté en el ámbito médico, legal, militar, por supuesto, económico, o en general, en cualquier ámbito que se trate, es sensato realizar un buen diagnóstico de la situación que se analiza, antes de sugerir la implementación de un cambio determinado, pues como ocurre con todas las decisiones que se toman, no existe cosa tal como un almuerzo gratis, por lo que sea cual sea la decisión, ésta conlleva costos y beneficios.

Por ello, cuando se observa la discusión de un tema relevante de política pública como lo

es la temática del salario mínimo, cada uno de los argumentos que se exponen, sean a favor o en contra de variar el piso salarial, deben analizarse dentro del contexto del mercado laboral propio del momento en el tiempo en que se plantea hacer un cambio: “No es lo mismo variar en un sentido determinado, que generalmente es hacia el alza, el salario mínimo, en un período en que la incidencia de él es baja versus cuando ésta es alta”.

Es conveniente por tanto, plantear brevemente la pregunta: ¿Cómo funciona el mercado

laboral? Pues el tema tratado en este trabajo, se relaciona con la remuneración mínima para un trabajador, es decir, con el precio piso del mercado laboral.

Para dar respuesta a la pregunta anterior, basta mirar lo que ocurre en la vida diaria. Día a

día, se observa en los distintos periódicos avisos como: “Cadena de Supermercados Necesita Administradores: estudios comprobados, 3 años de experiencia, manejo de Windows, ...”. “Contador General Mención Computación. Ofrécese. Llamar...”. Lo anterior es un reflejo de la demanda de empresas e instituciones diversas por habilidades, experiencia, etc., propias de individuos para llevar a cabo sus procesos de producción y servicios. Asimismo, se muestra un ejemplo de la oferta de características que están disponibles en el mercado laboral.

Ahora bien, dado que la economía puede concebirse como un estudio de toma de decisiones, cabe preguntarse: ¿Cómo toman sus decisiones las personas e instituciones en el mercado laboral? Es claro, que la población es heterogénea en estudios, habilidades, etc. que son intrínsecas a cada persona, por lo cual lo que se transa en el mercado laboral no es una habilidad o conocimiento, sino paquetes de características, cuyo valor viene dado por el salario de mercado.

En este sentido, la decisión de cada agente de participar o no del mercado laboral, viene del hecho de comparar su salario de reserva con el salario de mercado. Si el salario de reserva es inferior al de mercado, entonces el individuo participa del mercado, formando parte de la fuerza de trabajo. También, puede darse el caso en que el salario de reserva sea superior al salario ofrecido, por lo que no se participaría del mercado. Sin embargo, por ley podría elevarse el salario a ofrecer, lo que podría cambiar la decisión de participación en el mercado laboral.

En el caso de las empresas, éstas demandan paquetes de características a cambio del pago

de un salario, que va acorde a la productividad marginal de los empleados. En general, si el salario a pagar va por encima de la valoración de la productividad marginal de los empleados, las empresas simplemente prescinden de dichos empleados.


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Las empresas per se, no ofrecen salarios superiores al valor del producto marginal de los empleados. Lo que si puede llevar a variar la decisión del empresario, en cuanto a los trabajadores ya contratados y a su demanda de empleo se refiere, es que por ley aumente el salario, a pesar de no aumentar la productividad marginal de los empleados. El análisis anterior y el que se realiza a lo largo de este trabajo, parte por considerar que tanto los trabajadores como los empresarios actúan de forma racional, actuando de acuerdo a los incentivos que perciben.

Según se señala en Bravo y Vial (1997), la preocupación por fijar un salario mínimo radica

en que el mercado de trabajo es un mercado especial, donde el Estado debe intervenir para proteger a los más débiles pues, ante la existencia de asimetrías en la información y costos a la movilidad y la búsqueda de trabajo, las empresas pueden tener un rango no despreciable de discresión para el establecimiento de las remuneraciones de sus trabajadores, aún en sectores muy competitivos de la economía. En consecuencia, el trabajador puede terminar siendo remunerado en una magnitud inferior a su productividad. Sin embargo, una predicción de la ley de la demanda por algo indica que ante un alza del precio, habrá una reducción en la cantidad demandada, que en este caso, viene a ser una reducción en la cantidad demandada de paquetes de características, cuyos portadores son trabajadores. Es dentro de este contexto que surge el cuestionamiento que plantea este estudio:

“Salario Mínimo: ¿Afecta La Probabilidad de Estar Empleado?”

Para dar respuesta a esta pregunta, la presente investigación se divide en seis secciones adicionales a la introducción. Luego de planteada la pregunta del trabajo, en la segunda sección se hace una breve descripción de la historia del salario mínimo, sobre todo lo referente a éste en Chile. La sección III busca hacer una revisión de la literatura empírica que se tiene sobre salario mínimo y sus efectos en el empleo, tanto a nivel internacional, como para Chile. A continuación, la sección IV del trabajo plantea el marco teórico con que se piensa el mercado laboral, y a partir del cual se deriva la metodología descrita en la sección V. Luego, la investigación presenta los resultados obtenidos de la aplicación de la metología en la sexta sección del estudio. Por último, la séptima sección está constituida por comentarios finales y conclusiones que surgen del estudio realizado.

Se desea hacer explícito que el objetivo planteado, que busca ayudar a contestar la

pregunta que ha dado origen a este trabajo, consiste en identificar la evolución del grado de restrictividad potencial que ha tenido el salario mínimo en Chile, específicamente en el Gran Santiago.

Adicionalmente, luego de identificar a los individuos afectados por el salario mínimo, se

busca probar la siguiente hipótesis:

“Mientras mayor sea el grado de restrictividad del salario mínimo para un individuo, menor será la probabilidad de que dicho individuo se encuentre empleado”.


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IIII .. EE LL SSAA LL AA RR II OO MM ÍÍ NN II MM OO :: UUNN AA BBRR EE VV EE RREE SS EE ÑÑ AA HH II SS TT ÓÓ RR II CC AA

Los primeros países que fijaron por ley algún tipo de salario mínimo fueron Australia y Nueva Zelandia. En 1902, Australia por ley ordenó la fijación de un salario mínimo por ramas de actividad, encargando dicha responsabilidad a un tribunal, denominado: Tribunal Nacional de Conciliación y Arbitrajes. Lo que este tribunal definió en aquel entonces fue: “El salario mínimo es aquel que permite la satisfacción de las necesidades normales de un trabajador medio, considerado éste como un ser que vive en una sociedad civilizada”.

Posteriormente, el Reino Unido estableció legislaciones sobre salario mínimo en 1909.

Alemania hizo lo mismo a partir de 1919, mientras que Francia en 1936. Estas legislaciones fueron en gran parte fruto de los movimientos sindicales que en los mencionados países pujaban por el establecimiento de salarios mínimos.

En cuanto a Chile, este país dictó sus primeras normas referentes al salario mínimo al

promulgarse la ley 4.053, en 1924. Esta ley, considerada como el primer texto republicano patrio sobre la temática del salario mínimo, señaló en su artículo número 22 lo siguiente: “El salario mínimo que se fije en el contrato del trabajo no podrá ser inferior a los dos tercios, ni superior a los tres cuartos del salario normal o corrientemente aplicado en la misma clase de trabajo, a los obreros de las mismas condiciones o aptitudes, en la ciudad o región en que se ejecutan”. La misma ley establecía que una comisión de obreros y patrones, nombrada de acuerdo a un reglamento, era la encargada de fijar anualmente el monto del salario mínimo que debía pagarse.

En 1936, la ley 6.020 legisló sobre la remuneración mínima de empleados dependientes.

La ley señalaba lo que debía entenderse por sueldo vital: “el necesario para satisfacer las necesidades indispensables para la vida del empleado, alimentación, vestuario y habitación, y también las que requiera su integral subsistencia”.

Para 1953, el D.F.L No. 244 estableció un régimen especial de salario para los obreros

agrícolas, que estuvo vigente hasta febrero de 1981. El año 1956 se caracterizó porque fue en el transcurso de él que la ley 12.006 estableció

para el grupo obrero industrial, un régimen salarial general de salarios mínimos. Ya en el año 1961, se dispuso que tanto el salario mínimo industrial como el sueldo vital se reajustasen año a año, de acuerdo a la variación del índice de precios al consumidor.

Durante 1974, el D.L. 275 suprimió el salario mínimo industrial y el sueldo vital, dando

paso al ingreso mínimo mensual, el cual es reajustado con determinada frecuencia. Éste régimen salarial corresponde a la cantidad mínima imponible que se permite pagar a un trabajador por la prestación de sus servicios, y rige para trabajadores del sector privado no afectos a un régimen especial.

Durante la última década el ingreso mínimo ha sido cambiado con una frecuencia regular.

Los cambios han surgido a partir de procesos de negociación entre el Gobierno y la principal organización sindical, la Central Unitaria de Trabajadores (C.U.T.).


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Se ha venido realizando el ajuste del ingreso mínimo respecto a la inflación esperada, a una estimación del crecimiento de la productividad media de la economía y, a un factor adicional redistributivo que se negocia y que al final decide la autoridad1.

A continuación se presenta la evolución del ingreso mínimo mensual a lo largo de los

últimos diez años:

PERÍODO Ingreso Mínimo Laboral

Mensual

1992 Enero – Mayo $ 33.000

Junio $ 38.600

1993 Enero – Mayo $ 38.600

Junio $ 46.000

1994 Enero – Mayo $ 46.000

Junio $ 52.150

1995 Enero – Mayo $ 52.150

Junio $ 58.900

1996 Enero – Mayo $ 58.900

Junio $ 65.500

1997 Enero – Mayo $ 65.500

Junio $ 71.400

1998 Enero – Mayo $ 71.400

Junio $ 80.500

1999 Enero – Mayo $ 80.500

Junio $ 90.500

2000 Enero – Mayo $ 90.500

Junio $ 100.000

2001 Enero – Mayo $ 100.000

Junio $ 105.500

2002 Enero – Mayo $ 105.500 Fuente: Instituto Nacional de Estadísticas

En la actualidad, se han dado ya las negociaciones para el reajuste del salario mínimo;

nuevamente estas negociaciones fueron entre la Central Unitaria de Trabajadores (C.U.T.) y el Gobierno. En esta ocasión la C.U.T. negoció que se estableciera el salario mínimo en un nivel de $138.600 para trabajadores de 18 o más años de edad, pero menores de 65 años, y de $81.661 para menores de 18 años y mayores de 65 años.

La propuesta de la C.U.T. contenía un reajuste de 31% en el salario mínimo. Este reajuste

propuesto, estaba bastante por encima de la suma de la productividad media de la economía, que se estima es de 1.4%, y de la inflación proyectada por el Banco Central, cuyo rango va de 2 a 4%.

1 Sin pretender analizar concienzudamente el mecanismo de reajuste del salario mínimo, se considera oportuno comentar que dicho reajuste debe abordarse con pleno conocimiento de la realidad en que se vive. Es por esto que puede cuestionarse la conveniencia del mecanismo que sigue Chile hoy día, dadas las circunstancias que se viven en el mercado laboral: tasa de desempleo de 9.1% a nivel nacional en el trimestre móvil marzo-mayo del año en curso, así como 25 mil ocupados menos en 2002 respecto a los que había en 1998 (de acuerdo a datos tomados del I.N.E.). De lo anterior podría pensarse que el tipo de reajuste vigente en Chile, dadas las actuales condiciones del mercado laboral, inhibe la contratación de trabajadores, sobre todo es de suponer, de los menos calificados.


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Por lo anterior, se planteó en el sector empresarial que el reajuste del salario mínimo debía hacerse con cuidado y de acuerdo a las condiciones de la economía. El resultado de las negociaciones generó finalmente, un ajuste de los salarios mínimos de 5.4%, elevándolo a $111.200 para las personas mayores o iguales a 18 años y menores o iguales a 65 años de edad. Este ajuste ha comenzado a regir a partir del 1 de Junio del presente año.

Ante esto, preguntas de política pública relevantes que surgen acá son: ¿cuáles son los

efectos esperados de alterar el salario mínimo en una determinada magnitud dado el contexto actual del mercado laboral chileno? ¿Dicha alteración afecta la probabilidad de que una persona se encuentre empleada?


11

IIIIII .. EEVV II DD EE NN CC II AA EE MM PP ÍÍ RR II CC AA IINN TT EE RR NN AA CC II OO NN AA LL YY PPAA RR AA CCHH II LL EE

La temática del salario mínimo y los efectos de variarlo han sido objeto de estudio durante largo tiempo. Esto se ejemplifica en Freeman (1982) donde se destaca la pregunta: “¡Qué!… ¿Otro Estudio sobre el Salario Mínimo?”.

Ha sido un tema que ha acaparado tanta atención, sea en mayor o menor grado en

diversos países, que incluso en Estados Unidos durante 1977, se fundó una Comisión de Estudio del Salario Mínimo. Esta comisión se encargó de investigar una docena de tópicos distintos, que se referían entre otros aspectos a los efectos de subir el salario mínimo en la inflación, y por supuesto, en el empleo.

La pregunta luego de un tiempo de trabajo de la comisión fue: “¿Vale 17 millones de

dólares el producto de 3 años de trabajo de una comisión de estudio?” El presente trabajo, no pretende evaluar el trabajo de dicha comisión en Estados Unidos, pero sí a partir de lo recién expuesto, destacar la cantidad de recursos y energía que se han dedicado a estudiar un tema relevante de política pública, como lo es el relacionado al salario mínimo. En esta sección del trabajo, se revisan algunos trabajos, de los muchos que se han producido, tanto a nivel internacional, como para Chile.

II II II .. 11 EE VV II DD EE NN CC II AA EE MM PP ÍÍ RR II CC AA II NN TT EE RR NN AA CC II OO NN AA LL

Un resumen del resultado de algunos estudios realizados en Estados Unidos, sobre

cambios al alza en el salario mínimo, se presenta en la siguiente tabla:

ESTUDIO TRABAJADORES ESTUDIADOS EFECTO SOBRE EL EMPLEO

Card (1992b) Trabajadores de Restaurantes

de Comida Rápida Positivo y significativo al 5%

Katz and Krueger (1992) Trabajadores de Restaurantes

de Comida Rápida Positivo y significativo al 10%

Neumark and Wascher (1992, 1994)

Trabajadores 16 – 24 años Negativo y según muestra

trabajada, significativo al 5 y 10%

Card, Katz and Krueger (1994)

Adolescentes Positivo y significativo al 5%

Kim and Taylor (1995) Trabajadores de

Tiendas de Departamento Negativo y significativo al 5%

Deere, Murphy and Welch (1995)

Adolescentes (15-19 años) Negativo y significativo al 5%

Currie and Fallick (1996) Jóvenes Negativo y significativo al 5%

Neumark and Wascher (1998a)

Trabajadores de Restaurantes de Comida Rápida

Negativo y significativo al 5%

Neumark (2001) Población 16 – 24 años Negativo y significativo al 5% Fuente: “The Employment Effects of Minimum Wages: Evidence from a Prespecified Research Design”.

David Neumark. Industrial Relations Review. Enero 2001.


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Del cuadro anterior se desprende que a lo largo de los noventa se continuó debatiendo sobre los potenciales efectos de alterar o no el salario mínimo. Las distintas investigaciones realizadas en dicha década han hecho uso de una diversidad de bases de datos, así como de diversas metodologías empíricas. A partir del resultado de dichos estudios puede concluirse que existe un amplio rango de estimaciones de efectos de variaciones del salario mínimo sobre el empleo, que van desde un efecto negativo hasta efectos positivos.

Según Neumark (2001) la variación en las estimaciones de los efectos del salario mínimo

puede atribuirse a diferencias en las bases de datos y metodologías empíricas. Por ello Neumark sugiere considerar la pregunta en cuanto a si los autores han hecho decisiones en sus especificaciones en el curso de sus investigaciones que han llevado los resultados a una dirección o a otra, a lo que él ha llamado “efectos del autor” en los resultados publicados dada la gama de resultados encontrados en la literatura (aclarando que no se cree que los investigadores involucrados en el debate del salario mínimo han manipulado sus resultados conscientemente).

El presente trabajo no pretende evaluar si en la literatura se han dado o no efectos del

autor, pero si señalar aspectos que pudieron generar los resultados encontrados en la breve revisión empírica que a partir de ahora se hace.

EE VV II DD EE NN CC II AA PP AA RR AA SS EE RR II EE SS DD EE TT II EE MM PP OO El modelo econométrico básico en la literatura de series de tiempo es:

E t = α X t + β MW t + ε t ,

donde E es la razón de empleo a población, X es un indicador de ciclo económico (generalmente una tendencia), MW es el nivel de salario mínimo. Usualmente MW se trabaja como Índice de Kaitz. Este índice fue desarrollado por Hyman Kaitz durante la década de los setenta, cuando datos sobre salarios de adolescentes y otros trabajadores de bajos salarios eran bastante limitados en comparación a su disponibilidad hoy en día. El índice se define así:

i itittitt cwmfMW )/( , en que fit es la fracción de empleo juvenil en la industria i en el

año t; mt es el salario mínimo en el año t; wit es el salario promedio por hora en la industria i en el año t; y cit es la fracción de trabajadores en la industria i cubiertos por el salario mínimo en el año t.

En 1982, un trabajo de Brown, Gilroy y Kohen, recopila los resultados de los estudios

llevados a cabo hasta ese entonces en Estados Unidos, sea que ya hubiesen sido publicados o estuviesen en su versión preliminar. A partir de dicho trabajo, puede concluirse que las reducciones estimadas en el empleo juvenil, debido a un aumento del 10% del salario mínimo, estaban en un rango que iba de 1 a 3%. Dicha estimaciones fueron estadísticamente significativas.

Una serie de estudios posteriores, que incluyeron datos más recientes para la época, así

como más variables de control han tendido ha encontrar efectos modestos de variaciones de salario mínimo en el empleo.


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Sin embargo, algo que es criticado a especificaciones de este tipo de series de tiempo, es que el efecto sobre el empleo es promediado sobre diversos individuos, entre los cuales se encuentra un importante porcentaje de personas cuyos salarios son superiores al salario mínimo, y a quienes alzas en el mínimo no les vuelve restringidos por él, pues también están por encima del nuevo mínimo.

Neumark (2001) proporciona un ejemplo sobre esto para el caso de Estado Unidos. Datos

de esta nación para el año 1995, indican que 74.4% de los trabajadores cuya edad se encontraba entre los 16 y 24 años, ganaban más de US$ 5.15 (nivel al cual el salario mínimo fue aumentado por ley para 1997). Por tanto, los efectos del salario mínimo en el empleo de adolescentes con baja calificación laboral, que es de esperar sean considerables, pueden no ser evidentes en las estimaciones realizadas, pues éstas trabajan con números que agregan una gran proporción de adolescentes calificados para quiénes cambios en el salario mínimo, se anticipa no produzcan efectos de desempleo, sino por el contrario, podrían esperarse efectos positivos sobre su empleo, si es que mayores salarios mínimos lleva a los empleadores a sustituir trabajo no calificado por trabajo calificado.

A nivel internacional, un trabajo que tradicionalmente se ha tomado como referencia para

hacer énfasis en el grado de precaución a tener al hacer afirmaciones sobre efectos del salario mínimo, es el de Castillo y Freeman (1992). En este trabajo, se afirma que la extensión del salario mínimo federal de Estados Unidos a Puerto Rico en la década de los setenta, provee un caso de salario mínimo tan bueno como el que se podría imaginar para ilustrar los efectos de alzas del mínimo.

Para aquella época, el salario promedio por hora en Puerto Rico era prácticamente la

mitad del de Estados Unidos, por lo que los efectos de extender la cobertura del salario mínimo de Estados Unidos a Puerto Rico hubiesen sido equivalentes a los que se provocarían por aumentar en el doble el salario mínimo en el país del Norte de América. La pregunta que se hacen los autores es: “¿Acaso el salario mínimo en Puerto Rico muestra los efectos esperados como los que se derivan de un modelo de libro de texto?” El análisis del trabajo de Castillo y Freeman sugiere que sí.

EE VV II DD EE NN CC II AA PP AA RR AA CC OO RR TT EE TT RR AA NN SS VV EE RR SS AA LL YY PP AA NN EE LL DD EE DDAA TT OO SS Poco a poco se fueron volviendo disponibles datos de corte transversal y de panel, con lo

que el uso de éstos fue ganando protagonismo en estudios de economía laboral. Para el caso de Estados Unidos, en un inicio, varios estudios usaron datos del censo de

1970 para estimar versiones de corte transversal de la ecuación de empleo básica usada en los estudios de series de tiempo. Al reemplazar el subíndice “ t ” que indica tiempo por “ i ” para identificar un estado de la nación se tiene:

E i = α X i + β MW i + ε i ,

Brown (1999) indica que a pesar de la aparente similitud con la versión de series de tiempo, existe una diferencia importante. En el contexto de series de tiempo, el índice de salario mínimo o de Kaitz experimenta cambios debido a variaciones en la cobertura y reajuste periódico del nivel de salario mínimo.


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Sin embargo, en corte transversal, el salario mínimo está constante entre las observaciones; por otro lado, las leyes estatales importan poco pues la cobertura federal es extendida a la mayoría de trabajadores, y esta cobertura varía poco entre estados. Por lo tanto, la mayor parte de la variación del índice de Kaitz se debe a la variación en salarios promedio a través de los distintos estados.

Algunos estudios que trabajaron con esta metodología, estimaron efectos negativos en el

empleo del orden del 3% ante alzas del salario mínimo, pero otros trabajos similares encontraron efectos despreciables sobre el empleo.

La crítica a estos estudios ha radicado en que la variación en el índice de Kaitz viene,

como ya se indicó, por el lado de salarios promedios en vez de alteraciones en el salario mínimo mismo, lo que lleva a considerar esta aproximación metodológica como un test débil para identificar el efecto del salario mínimo.

Una metodología radicalmente diferente a la anterior para evaluar el impacto económico

de leyes de salario mínimo, se deriva del trabajo de Linneman (1982). El trabajo de Linneman emplea datos de individuos para identificar la estructura de

salarios de la población, y se compara el salario predicho con el salario mínimo vigente para identificar a la población que se encuentra bajo el nivel mínimo.

Un aspecto criticado al respecto a Linneman en la literatura, es que el grupo de

trabajadores que él identifica como afectado por el salario mínimo está compuesto por trabajadores que promediaban 56 años de edad, mientras que el grupo de salario predicho superior al mínimo tenía en promedio 43 años de edad. Es decir, su muestra de trabajo estaba mayoritariamente compuesta por adultos.

En el caso anterior, la composición de la muestra indicaría que observar individuos

jubilados o en proceso de jubilarse es altamente probable. Esto importa, pues al pasar a definir un modelo de la probabilidad de estar desempleado en que se distingue si la persona trabaja o no trabaja, el que aumente la probabilidad de estar desempleado en este caso no puede afirmarse que se debe a la restricción del salario mínimo, pues podría deberse al hecho de estar jubilado o próximo a estarlo, según sea el año en que se realice la regresión (por ejemplo, puede que en el año X el individuo trabaje, y en el año siguiente, que es cuando se daría un aumento del salario mínimo, ya no trabaje, pero no por efecto del salario mínimo, sino por su jubilación).

Otra crítica a la metodología de Linneman es la ausencia de un contrafactual o grupo de

control creíble, que permita contestar la pregunta: ¿qué hubiera pasado con la probabilidad de un individuo de estar desempleado si es que el salario mínimo no hubiese cambiado de un año respecto a otro?


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Sin embargo, siguiendo el sentido de la metodología de Linneman referida al criterio para establecer cuando una persona está restringida, para lo cual se ha incorporado la corrección por sesgo de selección en la estimación de salarios (dado que sólo se observan los salarios de los que efectivamente trabajan), y posteriormente acorde a Linneman, estimar la probabilidad de estar desempleado, si se puede contestar a la pregunta: ¿afecta o no afecta la probabilidad que una persona esté desempleada el grado de restricción del salario mínimo al que esté sujeta en un año determinado? Y es precisamente, la respuesta a una pregunta similar a ésta la que permitirá rechazar o no la hipótesis planteada en este trabajo2.

Trabajos más recientes, como el de Maloney (2001), hacen énfasis en que es de sumo

interés conocer el nivel del salario mínimo respecto a la distribución de salarios en un país, para tener una perspectiva de los potenciales efectos que generan cambios del mismo.

Para ello en dicho trabajo, se elaboran una serie de medidas numéricas y gráficos de 8

países (Argentina, Bolivia, Brasil, Chile, Colombia, Honduras, México y Uruguay), y también usando datos de panel de empleo para Colombia que van de 1997 a 1999, se hace un análisis econométrico que busca cuantificar los efectos e impacto del salario mínimo sobre la probabilidad de que una persona pase a ser desempleada.

A partir del análisis estadístico y gráfico, Maloney (2001) sugiere que el salario mínimo en

Colombia es alto y restrictivo, por lo que se da paso al análisis econométrico para corroborar dicha impresión.

El trabajo de Maloney (2001) estima los determinantes del cambio porcentual en el salario

real por hora que el trabajador “ i ” recibe, así como la probabilidad de que dicho trabajador pase a estar desempleado. La ecuación de regresión de la probabilidad de desempleo (prob(z=1)) se muestra a continuación:

Donde: R(wi1, mw1) es un vector de variables dummy que indican la posición del salario

del individuo “ i ” con respecto al salario mínimo en un ranking del salario real por hora en el año 1 de la muestra de estudio; wit es el salario del individuo en un año determinado; mwi es el salario mínimo vigente para un período determinado. Xit es un vector de características individuales tales como género, edad, educación, etc.; Ti y Ai son un conjunto de variables trimestrales y dummies regionales.

Del trabajo econométrico de Maloney (2001) se desprende que un alza en el salario

mínimo tiene un impacto estadísticamente muy significativo y positivo en la probabilidad de que alguien se convierta en desempleado, lo cual es de esperar ocurra, en especial, para aquellos que se encuentran más afectados por el piso salarial.

2 Recordando, que en el caso del presente estudio no se trabaja con el impacto del grado de restrictividad en el hecho de estar desempleado, sino en la probabilidad de que una persona esté empleada.

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16

EE VV II DD EE NN CC II AA PP AA RR AA RR EE SS TT AA UU RR AA NN TT EE SS DD EE CC OO MM II DD AA RR ÁÁ PP II DD AA

Durante la década de los noventa, Estados Unidos fue el escenario de una discusión

empírica que planteaba respuestas y contrarespuestas sobre los efectos del salario mínimo en el empleo. Las metodologías utilizadas en los estudios eran comparables. Éstas se basaron en el uso de grupos de tratamiento y control. De este tipo de análisis, se espera poder evaluar el cambio generado en una variable de política, como sería el caso del salario mínimo, sobre una variable de interés, que vendría a ser el empleo.

Así por ejemplo, si Y es el empleo, T y C indican tratamiento y control, y 1 y 2 se refieren

al período antes y después del tratamiento, luego la estimación del impacto del tratamiento por “diferencias en diferencias” es:

(YT2 – YC2) – (YT1 – YC1), que equivale a (YT2 – YT1) – (YC2 – YC1).

Dado que la asignación de quién es grupo de tratamiento y control no es aleatoria, existen

dudas sobre la validez del supuesto implícito de que el cambio observado en el grupo de control (YC2 – YC1), indique qué hubiese pasado con las empresas que encaran un alza en salarios para cumplir con la disposición legal del mínimo, si es que el cambio en el salario mínimo no se hubiese dado.

El Efecto del Salario Mínimo sobre la Industria de Comida Rápida fue el primero de los trabajos que despertó el debate en los noventa. Katz y Krueger (1992) estudiaron las respuestas del empleo en grandes cadenas de comida rápida en Texas, entre Diciembre de 1990 y Agosto de 1991. En este período se dio un alza del salario mínimo federal (Abril de 1991). El resultado más llamativo que se postuló en este trabajo fue que el empleo aumentó en cierto grado en aquellas firmas que estaban probablemente más afectadas por el aumento del salario mínimo.

Siguiendo la línea del anterior trabajo, Card y Krueger (1994) encuestaron 410 restaurantes

de comida rápida en New Jersey y el Este de Pennsylvania, antes y después del aumento del salario mínimo en Abril de 1992. Acorde a la metodología de tratamiento y control, se hicieron comparaciones del crecimiento del empleo en sucursales de las cadenas en New Jersey (donde subió el salario mínimo efectivamente) y el grupo de control, que venía dado por Pennsylvania (pues en este estado el salario mínimo no experimentó un alza). Dichas comparaciones proporcionaban de acuerdo a sus autores, una estimación simple del efecto de un mayor salario mínimo. Lo encontrado por Card y Krueger fue que no había indicio alguno para pensar que el alza en el salario mínimo había generado una reducción del empleo.

Los resultados anteriores, como era de esperarse, generaron controversia, y las respuestas

no se hicieron esperar. Hamermesh (1995) hace énfasis en que el tiempo en que se hicieron las encuestas antes del alza del salario mínimo ocurrió después que los empleadores en los estados estudiados conocían que se darían alzas del mismo, lo que tendería a desvirtuar sus resultados.


17

Neumark y Wascher (1995) encontraron, a partir de una muestra para New Jersey y Pennsylvania comparable a la de Card y Krueger (1994), que el alza del salario mínimo en New Jersey llevó a una caída del empleo del orden de 4.6% relativo al grupo de control (Pennsylvania). Lo que es claramente contrario a los hallazgos de Card y compañía.

Adicionalmente, Deere, Murphy y Welch (1996) realizan una serie de comentarios sobre el

libro publicado en 1995 por Card y Krueger, ante la evidencia que ellos presentan sobre los nulos o positivos efectos de alzas del salario mínimo sobre el empleo. Deere, Murphy y Welch manifiestan que si bien la calidad de los datos para el estudio sobre New Jersey ha sido bastante cuestionada, y para el estudio de Texas se tienen tan pocas observaciones como para plantear conclusiones de política pública, la principal falla en esos estudios de restaurantes de comida rápida es que no puede pretenderse sirvan como base para una generalización.

Como ellos afirman, nada en la teoría económica implica que un grupo particular de

empresas en una industria específica serán negativamente afectadas por un alza del salario mínimo. Claramente, el dueño de una empresa puede aplaudir el hecho que se dé un aumento en el mínimo, si éste sube el costo de sus competidores más que lo que sube para su empresa. Entre los restaurantes de comida rápida existen diversos tipos de restaurantes, tales como los de comida china o mexicana. Luego, puede concebirse que un aumento en el salario mínimo aumente más los costos en los restaurantes de comida china o mexicana, generando que los consumidores sustituyan su consumo de dichas comidas en favor de hamburguesas, por ejemplo. De esto es esperable que, los estudios sobre restaurantes de cadenas de hamburguesas muestren efectos opuestos a los de restaurantes de comida china o mexicana ante un alza del salario mínimo.

Deere, Murphy y Welch (1996) demuestran que un incremento porcentual parejo del

salario mínimo puede tener distintos efectos sobre el costo laboral, dependiendo de la distribución de salarios al momento del alza del mínimo. Es de esperar que un aumento del salario mínimo del orden del 10% no genere los mismos efectos en términos de costos laborales para el empleador, si al momento del alza la mayoría de trabajadores ganasen por encima del nivel al cual sube el nuevo salario mínimo, versus si sólo una minoría fuese remunerada por encima de él.

Las críticas descritas hacen que deban ser tenidas en cuenta, tres posibles explicaciones

que dieron Castillo y Freeman en su trabajo de 1991, al hallazgo de diversos estudios acerca de efectos débiles sobre el empleo derivados de cambios del salario mínimo en Estados Unidos:

Una explicación posible es que el salario mínimo no se cumple por falta de

institucionalidad, lo que hace que la ley sea inefectiva, y por tanto, cambios en el mínimo no generan efectos en términos de empleo.

Otra explicación va en el sentido que los empleadores responden ante alzas del salario

mínimo, dado que éste se cumple por ley efectivamente, con reducción de beneficios, entrenamiento y disminución en calidad de condiciones laborales.


18

Finalmente, otra consideración al respecto es que el salario mínimo puede que sea tan bajo, que cambios en éste desempleen tan pocos trabajadores, como para que dicho efecto sea detectable.

II II II .. 22 EE VV II DD EE NN CC II AA EE MM PP ÍÍ RR II CC AA PP AA RR AA CC HH II LL EE

Bravo y Vial (1997) indican que en la literatura chilena hay una fuerte creencia de que el

caso chileno muestra las consecuencias negativas de alzas de salario mínimo sobre el empleo, sin embargo ellos también señalan que la evidencia chilena es extraordinariamente escasa.

Los estudios realizados desde 1982, revisados por este trabajo, pueden agruparse en tres categorías:

3 estudios de corte transversal. 1 estudio de series de tiempo. 1 estudio de grupo de tratamiento y control. Castañeda (1982) estudia el efecto que sobre el empleo han podido tener las variaciones

reales en el salario mínimo desde 1977 a 1981. Los resultados indican que el aumento del salario mínimo de 1978 estuvo asociado con una caída significativa en la probabilidad de conseguir empleo. Por el contrario, el aumento en el salario mínimo real de 1981, no estuvo asociado en forma estadísticamente significativa con la probabilidad de conseguir empleo.

El trabajo de Castañeda dio pie al trabajo de Paredes y Riveros (1989) y Chacra (1990). Un

problema del trabajo de Castañeda es que no se tiene en cuenta el sesgo de selección, ya que para estimar los salarios de toda la muestra sobre la base de una ecuación de capital humano, sólo se tienen en cuenta los salarios de los que efectivamente trabajan, por lo que los parámetros están sesgados, al no incorporar ciertas observaciones, como serían los salarios que tendrían los que no trabajan, si es que trabajasen. Para corregir este sesgo de selección, se incorpora un regresor adicional en la ecuación de salarios, tal como lo señala Heckman (1979), y tal como se hace en Paredes y Riveros (1989).

En la investigación de Paredes y Riveros se consideran muestras integradas

exclusivamente por hombres, para los años 1968, 1977, 1980 y 1987. Del estudio de estas muestras, se pueden extraer dos conclusiones:

El uso de técnicas tradicionales, que no incorporan corrección por sesgo de selección

para estimar el impacto del salario mínimo sobre ciertos grupos de la población, conlleva sesgos a la baja de dicho impacto: es decir, se subestiman los efectos del salario mínimo sobre el empleo.

La cobertura del salario mínimo es más significativa en los grupos de los jóvenes y de

los menos educados. Una variante de la metodología usada por Paredes y Riveros en cuanto a la ecuación de

salarios, se plantea en Chacra (1990). En dicho trabajo, se plantea el uso del método Tobit.


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Este método, contempla un modo de regresionar relaciones bajo las cuales existe información de la variable dependiente, con la que no se cuenta por no ser observable. Chacra (1990) considera que la variable dependiente se encuentra truncada, es decir, acorde a este trabajo, bajo cierto nivel salarial alcanzado (como sería el caso del salario mínimo) no es posible hacer observaciones.

En el caso de Chacra (1990) se estima la ecuación de salarios especificando su

truncamiento al nivel del salario mínimo, con lo que se busca corregir por sesgo de censura. Las conclusiones que se obtienen de este estudio son similares a las de Paredes y Riveros (1989).

El único estudio de series de tiempo del que se tiene referencias, es el trabajo de Bravo y

Robbins (1995). Ellos realizan un análisis típico de series de tiempo, que no se había llevado a cabo hasta ese momento con datos para Chile. Trabajando en un período que va de 1957 a 1993 se realizan regresiones que tienen como variable dependiente al cociente entre empleo y población de diferentes grupos de bajos ingresos. Lo que se infiere del trabajo de Bravo y Robbins de acuerdo a Bravo y Vial (1997) es que no se encuentra evidencia de que incrementos en el salario mínimo hubieran ocasionado un efecto negativo significativo en el empleo de los diferentes grupos que se analizan.

Al igual que ya se señaló en la revisión de la evidencia empírica internacional llevada a

cabo en el presente trabajo, las conclusiones de series de tiempo deben tomarse con mesura pues las agregaciones de empleo incorporan individuos cuyas remuneraciones son dispersas respecto del salario mínimo, lo que aminora los efectos del salario mínimo en el empleo. También se indica en la literatura que en estimaciones de series de tiempo debe tenerse cuidado con el salario mínimo, pues éste pudiera ser endógeno debido a que su establecimiento puede originarse de la consideración que tengan las autoridades sobre la situación de empleo del mercado laboral.

El último estudio al que se hace referencia en este trabajo es el de Bravo y Contreras

(1997), que analiza los resultados de lo que ellos consideran como un experimento real, debido a la introducción de un salario mínimo que entró en vigencia en Junio de 1989 en Chile, para los menores de 18 años y mayores de 65 años. Por medio de un análisis de “diferencias en diferencias” (metodología a la que se hizo referencia en la evidencia empírica internacional ya presentada), así como mediante el uso de un análisis de regresión, se investiga sobre la respuesta en el empleo para el grupo experimental, que los autores definieron como los trabajadores entre 19 y 21 años.

La investigación por ellos realizada analiza los efectos del salario mínimo a partir de la

decisión de la autoridad de reajustar el mínimo a partir de Junio de 1989 hasta un nivel de $18,000 por mes, sólo para los mayores de 18 años. Para los menores de 18 años y mayores de 65, se consideró la vigencia del antiguo salario mínimo ($15,488). Es decir, para un grupo el salario experimentó un alza, mientras que para el otro, se mantuvo en el nivel original.

La conclusión a la que llegan de su análisis es que el salario mínimo no registra efectos

sobre el empleo de los grupos considerados: no se generan caídas en el empleo, ni tampoco aumentos de él.


20

Respecto de lo anterior, vale mencionar que es importante tener cuidado con la lectura de estos experimentos para fines de política pública, pues es en cierto modo cuestionable en la literatura, la aleatoriedad sobre la elección de los grupos de control y tratamiento, lo cual puede explicar que se den determinados resultados y no otros.

El otro aspecto, es que se trabajó con datos a inicios de la década, aprovechando la

incorporación de un nuevo régimen salarial mínimo, lo cual es válido. Sin embargo, dicho experimento no puede contrastarse con otro similar en otro momento de los noventa, en que es de esperar haya variado el grado de restrictividad del salario mínimo en relación al existente a inicios de los noventa en Chile, pues no se ha dado una nueva separación de salario mínimo entre grupos específicos, similar a la ocupada por Bravo y Contreras (1997).

Para terminar con la revisión de la evidencia empírica internacional y para Chile que se ha

llevado a cabo, se desea mencionar que si bien los resultados empíricos encontrados no van hacia una dirección específica y única en cuanto a las consecuencias de alzas del salario mínimo en el empleo, es difícil esperar a priori, a menos que se dé el caso de monopsonio en el mercado de trabajo, que una variación del piso salarial genere efectos nulos o positivos en el empleo. En términos generales, como ya se ha mencionado, las críticas que se han dado a estos resultados, se refieren a la existencia de un salario mínimo que no es restrictivo o bien, a la presencia de fallas en las metodologías llevadas a cabo.

Teniendo esta reflexión en cuenta es que a continuación, se plantea el marco teórico del

que posteriormente, se deriva la metodología aplicada en este trabajo, que pretende identificar el impacto del salario mínimo en la probabilidad de que una persona esté empleada, dado que está restringida, a partir de una muestra para el Gran Santiago, dentro del periodo 1990 – 2001.


21

IIVV.. MMAA RR CC OO TTEE ÓÓ RR II CC OO

Sapelli (1996) inicia manifestando que cuando se recomiendan reformas al marco institucional de un mercado, se hace en el contexto de un modelo de cómo ese mercado funciona, modelo que permite predecir los efectos de esas reformas. Todo aquel que analiza un mercado tiene un modelo mental del mercado que guía su trabajo y determina su visión de los problemas y soluciones. En este trabajo se tienen en cuenta los aspectos básicos de un modelo simple del mercado laboral, así como los de un modelo que permite heterogeneidad en los trabajadores. Sobre la base de ambos modelos es que se desarrolla la metodología que se describe en la siguiente sección de este trabajo.

IIVV.. 11 MM OO DD EE LL OO SS II MM PP LL EE DD EE LL MM EE RR CC AA DD OO DD EE TT RR AA BB AA JJ OO La forma más simple de modelar los efectos del salario mínimo es suponer que este tiene

cobertura completa, que la fuerza de trabajo es homogénea y que el mercado laboral tiende a ser competitivo. Este es el denominado “Modelo de Libro de Texto”, en el cual dada la presencia de un salario mínimo que es restrictivo (salario mínimo superior al salario de equilibrio de oferta y demanda de trabajo), se genera una menor cantidad demandada de trabajo respecto al punto de equilibrio, así como una mayor oferta de trabajo relativo al mismo punto. En este modelo, la pérdida de empleo por el lado de la demanda, está en función de la elasticidad de la demanda por trabajo y del diferencial entre el salario mínimo y el de equilibrio.

Respecto a la mayor oferta de trabajo, dada la presencia del salario mínimo, ésta es

considerada desempleo o inactividad, según si estas personas se encontraron o no buscando trabajo activamente.

Con el fin de ilustrar lo referido al Modelo de Libro de Texto, se explica en forma breve el gráfico de arriba: Se compara una situación de oferta y demanda de trabajo en equilibrio, cuyo salario inicial es W0, con la situación en que se introduce el salario mínimo por encima del de equilibrio, generándose una reducción en la cantidad de trabajo empleada igual a ( L0 – L1

D ). Por otro lado, el exceso de oferta está dado por la diferencia entre L1

S y L0.

0L S

L1 D

L1

DL0

D

S

LS, LD

Wmín

W0

W


22

El modelo estándar competitivo neoclásico parte de analizar una empresa que tiene como insumos trabajo y capital, para producir un determinado producto. La función de producción neoclásica se representa por:

Y = F(L,K);

donde Y es el nivel de producto, L es la cantidad de trabajo y K el stock de capital que

posee la empresa.

Se asume que la empresa es tomadora de precios, tanto para el insumo trabajo (cuyo precio relevante es el salario: w), como para el insumo capital (cuyo precio es el precio de renta del capital: r). Por tanto, la demanda condicionada por trabajo de la firma viene dada por:

L = h(Y,w,r)

Suponiendo que la función de producción exhibe retornos constantes a escala, se sabe que

la elasticidad de la función de demanda condicional de trabajo con respecto al salario ( ), está

relacionada con la elasticidad de sustitución exhibida por la función de producción ( ), así como con la participación de los costos de los trabajadores respecto de los costos totales ( ).

Esta elasticidad puede representarse por:

= - (1 - )

El efecto de un alza del salario mínimo sobre el nivel de empleo de una empresa,

manteniendo constante el nivel de producto está caracterizado por . Un defecto de

derivada del modelo neoclásico es que ignora la heterogeneidad de la fuerza de trabajo. Esto es importante pues es claro que las empresas demandan y contratan trabajadores con diferentes niveles de habilidad, y por ende pagan distintos salarios. Por tanto, para analizar el grado de restrictividad del salario mínimo y la influencia de éste en la probabilidad que una persona restringida se encuentre empleada, es conveniente considerar la heterogeneidad de la fuerza de trabajo3.

IIVV..22 MM EE RR CC AA DD OO DD EE TT RR AA BB AA JJ OO CC OO NN HH EE TT EE RR OO GG EE NN EE II DD AA DD Al relajar la hipótesis de homogeneidad en la fuerza de trabajo, las predicciones sobre el

impacto del salario mínimo se vuelven más específicas, permitiéndose una mayor gama de efectos sobre el salario de los trabajadores con diferentes características productivas.

3 Otro defecto de como se señala en Sapelli (1996), es que lo que importa para analizar los efectos de política

es el efecto global que un cambio en el salario tiene sobre el empleo, y éste se descompone en dos efectos: a) el efecto sustitución, que está representado por ; b) el efecto escala sobre el empleo, via la disminución en la

producción por un mayor costo de producción, que no se considera en .


23

II VV .. 22 .. AA )) MM OO DD EE LL OO DD II SS CC RR EE TT OO DD EE HH EE TT EE RR OO GG EE NN EE II DD AA DD DD EE MM AA NN OO DD EE OO BB RR AA

La forma más sencilla para pensar en el impacto del salario mínimo sobre mano de obra

heterogénea consiste en la construcción de dos grupos de trabajadores: los no calificados (L1) y los calificados (L2).

En este contexto, se supone que los salarios de los trabajadores no calificados están

directamente afectados por el salario mínimo, mientras que los salarios de los calificados no lo están. Lo importante en este modelo, reside en discutir como los niveles de salario y empleo reaccionan ante alteraciones del salario mínimo dadas las elasticidades de las demandas por factores.

Si por un lado, el aumento del salario mínimo vuelve el trabajo no calificado más caro,

reduciendo así su demanda ( 011 ), por otro, la demanda por el trabajo calificado variará de

acuerdo con su elasticidad precio cruzada ( 21 >0). Si el trabajo calificado fuese sustituto del

trabajo calificado, es posible que a pesar de la reducción del nivel de empleo de los trabajadores no calificados, el empleo total se mantenga constante o incluso aumente.

Lo anterior ocurrirá sólo en caso que los trabajadores calificados y no calificados sean los

únicos factores de producción. Si existiese un tercer insumo que no sea trabajo, por ejemplo el capital (K), y si además de ello, este nuevo insumo fuese sustituto para los trabajadores no

calificados ( 31 >0), el efecto total de un aumento en el salario mínimo sobre el nivel de

empleo sería necesariamente negativo4. Formalmente esto es:

dlog L1 = log11d w1 < 0.

dlog L2 = log21d w1 > 0.

dlog K = log31d w1 > 0.

II VV .. 22 .. BB )) MM OO DD EE LL OO CC OO NN TT II NN UU OO DD EE HH EE TT EE RR OO GG EE NN EE II DD AA DD DD EE MM AA NN OO DD EE OO BB RR AA 55

En caso que la distribución de calificación de la mano de obra fuese continua, y por tanto,

la distribución de salarios también, las firmas pueden demandar un determinado stock de capital humano, independiente de la composición de su fuerza de trabajo. De este modo, en vez de emplear un factor trabajo homogéneo, las firmas demandarían el factor capital humano que se encuentra distribuido de forma heterogénea entre los trabajadores.

Así, habría una tasa de salario de equilibrio para una unidad de eficiencia de capital

humano, tal que cada trabajador recibiría un múltiplo de esta tasa de acuerdo con su stock de capital humano.

4 Esto por el teorema de Euler, dado que las demandas condicionadas de factores son homogéneas de grado 0 en precio. 5 Cabe mencionar que el grado de heterogeneidad de este modelo se deriva de las diferencias en el stock de capital humano que poseen las personas, el cual está conformado por su dotación de unidades de eficiencia. En estricto rigor, este modelo tomado de Card & Krueger (1995), debería ser de homogeneidad, pues si bien las dotaciones de unidades de eficiencia varían entre las personas, las unidades a las que se hace referencia son homogéneas.


24

La ecuación básica de este modelo puede escribirse así: wi = hi * w, donde wi es la tasa salarial observada para una persona “ i ”; hi representa el stock de capital humano de dicha persona, mientras que w es la tasa de salario por unidad de eficiencia.

Dentro de este modelo, la introducción de un salario mínimo llevaría a esperar en este

caso, dos cambios fundamentales en la distribución de salarios. En primer lugar, se espera se dé un desplazamiento de la distribución para la derecha, reflejando el aumento del precio de cada unidad de eficiencia, lo que implica un aumento del salario medio de los trabajadores empleados. En segundo lugar, se esperaría que la distribución de salarios esté truncada a la izquierda del salario mínimo, lo que significa que cualquier trabajador cuya productividad se situase por debajo del salario mínimo sería despedido (esto dado que el modelo supone la no existencia del sector informal en el mercado del trabajo).

Las predicciones de este tipo de modelo en cuanto al efecto del salario mínimo son más

fáciles de comprender con la ayuda de un par de gráficos.

Este primer gráfico

muestra una distribución de salarios hipotética, que surge de un mercado que se caracteriza por la ausencia de salario mínimo.

Ahora bien, si en el

anterior mercado de trabajo se introduce un salario mínimo, como ya se indicó, se espera que el efecto de imponer

dicho salario conlleve dos cambios en la distribución de salarios, como se muestra en el siguiente gráfico:

Logaritmo del Salario

Densidad de Salarios Observados

Densidad de Salarios Observados

Logaritmo del Salario

Antigua

Distribución

Nueva

Distribución

Salario

Mínimo


25

Como primer efecto, se indica que la distribución de salarios se corre hacia la derecha, reflejando un aumento en el mercado del precio de cada unidad de eficiencia, lo que genera un alza en el salario medio de los trabajadores empleados.

El segundo efecto ya señalado, es que la distribución de salarios estaría truncada a la

izquierda del salario mínimo, lo que llevaría a que cualquier trabajador con productividad menor al salario mínimo, resultase desempleado ante la fijación de un salario mínimo por ley, en caso que éste se cumpliese institucionalmente. Este segundo efecto concuerda con lo señalado por Stigler (1946), quien argumenta que los trabajadores cuyos servicios son valorados en menos que el salario mínimo se tornan desocupados, luego de un aumento del salario mínimo.


26

VV.. MMEE TT OO DD OO LL OO GG ÍÍ AA

VV.. 11 AA SS PP EE CC TT OO SS GG EE NN EE RR AA LL EE SS

En el trabajo de Castillo y Freeman (1991), se identifica la importancia del grado de

restrictividad del salario mínimo sobre la población, para determinar si una alteración de este salario, genera efectos nulos, débiles o fuertes sobre el empleo.

Sobre la base del modelo teórico recientemente descrito, y siguiendo los trabajos de Maloney (2001), Paredes y Riveros (1989) y Linneman (1982), se desarrolla un análisis empírico que busca dar alcance al objetivo de la investigación, así como testear la hipótesis de la misma.

La metodología se descompone en dos partes:

VV..22 AA NN ÁÁ LL II SS II SS DD EE MM EE DD II CC II OO NN EE SS NNUU MM ÉÉ RR II CC AA SS ,, GG RR ÁÁ FF II CC OO SS DD EE DD EE NN SS II DD AA DD DD EE

KK EE RR NN EE LL YY MM OO DD EE LL OO PPRR OO BB II TT ..

Esta parte del estudio, lo que pretende inicialmente es realizar un análisis estadístico y

gráfico, previo a trabajar más adelante con los datos, econométricamente. Es decir, se busca tener una primera aproximación a los datos, antes de trabajar con ellos más formalmente. No se tiene como objetivo de este análisis alcanzar conclusiones de política pública, pero sí tratar de visualizar, la evolución del grado de restrictividad que el salario mínimo ha tenido en Chile.

Con el fin de identificar la restrictividad potencial del salario mínimo

(Objetivo de la Investigación)

Se construyen medidas numéricas de la incidencia del salario mínimo.

Se construyen estimadores de Kernel para densidades salariales.

Se identifica a la población potencialmente restringida por el salario mínimo.

Se estima el impacto de la restrictividad del salario mínimo sobre la probabilidad de estar empleado para la población potencialmente restringida por el salario mínimo en dos puntos en el tiempo.

Para testear que a mayor grado de restrictividad del salario mínimo para un

individuo, menor será la probabilidad de que él esté empleado

(Hipótesis de la Investigación)


27

VV .. 22 .. AA )) AA NN ÁÁ LL II SS II SS DD EE MM EE DD II CC II OO NN EE SS NN UU MM ÉÉ RR II CC AA SS ..

Para la elaboración de este análisis se han calculado una serie de medidas, que pretenden

ilustrar de mejor manera el grado de incidencia del salario mínimo a lo largo del periodo 1990 – 2001.

Estas medidas son presentadas para los salarios de la muestra de la población del Gran

Santiago. Las medidas se calculan para todos los elementos de la muestra, tomada de la Encuesta de Ocupación y Desocupación de la Universidad de Chile, así como para submuestras de dicha población. Es decir, se calcularon para los hombres y mujeres. Además, se generaron mediciones numéricas de incidencia para los ocupados en los tres sectores económicos con mayor participación de la fuerza de trabajo. También, se elaboraron mediciones numéricas para aquellos con educación básica incompleta, así como los que tienen al menos educación media completa.

Las medidas a las que se ha hecho referencia son calculadas como el ratio entre el salario

mínimo y el percentil 10, o el primer cuartil o bien, la mediana, de las distribuciones de salarios para los distintos subgrupos tomados de la muestra para cada año del periodo de estudio ya indicado.

La finalidad de construir estas medidas, es identificar aquellos grupos de la muestra para los que el salario mínimo es más restrictivo. Entre mayor porcentaje represente el salario mínimo del estadístico de una distribución cualquiera, esto sería un indicio de que dicho subgrupo se encuentra más restringido por el salario mínimo.

VV .. 22 .. BB )) AA NN ÁÁ LL II SS II SS DD EE GG RR ÁÁ FF II CC OO SS DD EE DD EE NN SS II DD AA DD DD EE KK EE RR NN EE LL ..

Tal como ocurre en el caso paramétrico, se comienza con el supuesto que la esperanza de

y dado x, es igual a m(x): E(y/x) = m(x); en que la función m(x) es la función de regresión de y en x. Sin embargo, no necesariamente m(x) es lineal, como se supone en el modelo de regresión lineal.

La forma más natural de calcular la función de regresión es usando la información de la

muestra para calcular el promedio que toma y en cada nivel de x. Si la muestra fuera de tamaño infinito, o la variable x fuera discreta, esta aproximación sería factible. Pero con una muestra finita y variables x continuas (como es el caso de las muestras utilizadas en este trabajo, así como de la variable x: para cada nivel de capital humano existe una distribución de salarios), se tiene el problema de que no hay observaciones de y (salarios) para cada nivel de x (capital humano).

Buscando resolver el problema recién señalado, lo que se hace cuando se usan métodos no

paramétricos es promediar los valores de y para las observaciones cercanas a x. En lo que se refiere a los estimadores de densidad Kernel, se busca aproximar la función de densidad f(x) a partir de las observaciones de x.


28

Para ver qué observaciones considerar se define una “banda”. Mientras más amplia sea la banda, más se suaviza la distribución, lo que conlleva la disminución de la varianza, pero con el costo de aumentar el sesgo (se incluyen dentro del promedio valores de y que pertenecen a otra parte de la distribución).

Por ello se señala que, a medida que aumenta el tamaño de la muestra, la mayor

disponibilidad de datos debería compartirse entre aumentar el ancho de la banda, con el fin de aumentar la precisión (disminuir la varianza), y disminuir el ancho de la banda, para disminuir el sesgo. En otras palabras, al aumentar el tamaño de la muestra, el ancho de la banda debe disminuir, pero más lentamente.

La densidad de Kernel estima

f h para una densidad univariada f, basada en una muestra

aleatoria W1, ..., Wn de tamaño n, con ponderaciones n ,...,1 ( i i 1 ). Luego,

f h(w) =

n

i

ii

h

WwK

h1

,

donde h es el ancho de banda y K (.) es la función Kernel, la cual puede tomar diversas formas.

Sobre la base de Maloney (2001) se estiman distintas funciones de Kernel a lo largo de la

década de los noventa. La finalidad de esta estimación es tratar de identificar la evolución del grado de

restrictividad potencial del salario mínimo. Al igual que en las medidas numéricas de incidencia del salario mínimo, se calcularon las densidades de Kernel para la totalidad de hombres y mujeres, así como para los hombres y mujeres con educación básica incompleta. En dichas distribuciones se marca el salario mínimo para así poder visualizar el grado de restrictividad en las submuestras respectivas.

Con el fin de aclarar el punto anterior, se presenta el siguiente caso hipotético:

Este ejercicio parte por suponer que el gráfico de Kernel adjunto corresponde a la distribución de salarios para una población en un año X. El eje vertical se refiere a la densidad estimada de salarios, mientras que el eje horizontal contempla el logaritmo de los salarios. La línea vertical superpuesta al gráfico, simboliza el logaritmo del salario mínimo en dicha economía.


29

Ahora, prosiguiendo con el caso hipotético al estilo de un libro de texto, se supone que se está en el año siguiente, es decir, en el año Y, en el cual se ha dado un alza del salario mínimo (que está representado en el próximo gráfico por la línea vertical discontinua). Como resultado de este nuevo nivel de salario mínimo, se ha desplazado hacia la derecha la distribución de salarios, y si se observa bien el gráfico, dicho desplazamiento ha generado también que no se observe una parte de la antigua distribución (una parte de la cola izquierda de la distribución de salarios para el año X: distribución de color negro).

Si se observa con detenimiento el gráfico, también se percibe una subida pronunciada en

la cola izquierda de la distribución del año Y en torno al nuevo salario mínimo (distribución de color gris). Ante este análisis de los gráficos de Kernel es claro que el nuevo salario mínimo es restrictivo (teniendo en cuenta que es de esperar que la institucionalidad del salario mínimo en esta economía hace que éste sea relevante en el mercado laboral y que por tanto, se cumpla).

VV .. 22 .. CC )) II MM PP AA CC TT OO DD EE LL AA RR EE SS TT RR II CC TT II VV II DD AA DD DD EE LL SS AA LL AA RR II OO MM ÍÍ NN II MM OO SS OO BB RR EE LL AA

PP RR OO BB AA BB II LL II DD AA DD DD EE QQ UU EE UU NN AA PP EE RR SS OO NN AA EE SS TT ÉÉ EE MM PP LL EE AA DD AA ..

Para estimar el efecto de la restrictividad del salario mínimo sobre la probabilidad de los

individuos restringidos por el salario mínimo de estar empleados, es necesario en primer lugar, identificar a los individuos restringidos por el salario mínimo.

IIDD EE NN TT II FF II CC AA CC II ÓÓ NN DD EE II NN DD II VV II DD UU OO SS RR EE SS TT RR II NN GG II DD OO SS

Una opción para realizar la identificación de estos individuos, como se señala en Paredes y

Riveros (1989), es partir del planteamiento de la estructura de productividades de los individuos, que puede expresarse en función de variables de capital humano, como se hace en el trabajo de Mincer (1974), corregida por sesgo de selección.

El modelo que se tiene en mente para considerar que se puede derivar la estructura de

productividades de las personas a partir de la ecuación de Mincer (1974), es el planteado en el marco teórico, en que dichas productividades guardan una relación bastante cercana con el salario de mercado con que se remunera las características específicas de cada agente.


30

Es decir, se considera que el mercado de trabajo es competitivo, y que por lo tanto, lo racional para las empresas es pagar en función del valor producto marginal de cada persona.

La forma general del modelo se muestra a continuación:

Log(W) = ' X + ,

donde: W = vector de salarios. = matriz de coeficientes o de pago por las características de

las personas. X = matriz de variables o características de las personas. = vector de error

aleatorio. En la línea de Mincer (1974), las características de las personas (X) que se consideran son:

años de educación, años de experiencia, años de experiencia al cuadrado, y la interacción entre los años de educación y experiencia.

Acorde a lo propuesto en Paredes y Riveros (1989), se estima el anterior modelo mediante

la metodología de Heckman para corregir por sesgo de selección6. La ecuación de selección dentro de esta metodología, se estima teniendo a las características de capital humano de las personas como variables independientes, así como la condición de la persona de ser o no jefe de hogar.

Antes de comentar dicha metodología conviene aclarar ciertos aspectos de la estimación

econométrica que justifican el que se haga la corrección señalada por Heckman. Se podría realizar la regresión del modelo por M.I.C.O., sin embargo los parámetros

obtenidos tenderían a estar sesgados y ser inconsistentes, debido a que la muestra para estimar la regresión de salarios, está compuesta únicamente por los salarios de los que efectivamente trabajan.

Luego, se estaría frente a un problema de sesgo de selección, que impide obtener

estimadores insesgados y consistentes. El problema de sesgo de selección se debe a que se tiene una muestra de tamaño n, de los

cuales n1 observaciones (individuos) son tales que no se tiene información sobre su salario, pues no se encuentran empleados. Sólo se tiene información sobre el salario de dichos individuos, si éstos se encuentran efectivamente empleados (estos individuos constituyen las restantes n2 observaciones de la muestra de que se dispone y que es de tamaño n).

6 Un método alternativo para realizar esta estimación es el señalado por Chacra (1990), en que se estima la regresión con el modelo de Tobit o de regresión censurada. Se supone que el salario mínimo es el nivel al cual se trunca la variable salarios. Sin embargo, dado que en la muestra que se estudia en este trabajo se toman en cuenta los salarios de personas que son inferiores al mínimo, no se considera conveniente prescindir de ellas, y suponer truncamiento en el salario mínimo. Por lo tanto, se piensa es más adecuado, utilizar un método como el de Heckman que busca corregir por sesgo de selección, ya que se tienen los salarios de los que efectivamente están trabajando, sea que éstos se encuentren por encima o debajo del nivel mínimo. En otras palabras, se usa toda la información que es posible extraer de la muestra de trabajo.


31

De realizarse la predicción de salarios para todos los individuos (ocupados y desocupados, o bien, ocupados, desocupados e inactivos con deseos de trabajar) se restaría mucha fiabilidad a la comparación entre el salario predicho por el modelo para cada individuo y el salario mínimo, con el fin de determinar si una persona se encuentra restringida o no, pues se proyectaría sobre la base de parámetros sesgados.

El problema de sesgo se pretende mostrar a continuación. Como ya se indicó, la función

de salarios poblacional es: W = log(Wmercado) = '1 X1+ 1, con X independiente de 1, y

suponiendo que se cumplen las condiciones necesarias para que la estimación del vector

mediante M.I.C.O. sea consistente al considerar una muestra aleatoria. Asimismo, existe una ecuación para el salario de reserva, el cual no es observable:

log(Wreserva) = '2 X2+ 2.

Se puede partir por definir que:

Y1 = log(Wmercado); Y2 = log(Wmercado) - log(Wreserva); Luego, se sabe que se tienen datos para Y1, si es que Y2 > 0. En este caso la variable Y1 no

está truncada, sino censurada. Es decir: Y1

* = Y1, si Y2 > 0. Y1

* = 0, en caso contrario. Considerando que se trabaja con una muestra que está censurada, se define que:

Pr(= 1 / X = x) = Pr( (Y2 / X = x) > 0 ) = 1 – )0(2yF

Pr(= 0 / X = x) = Pr( (Y2 / X = x) 0) = )0(2yF

A continuación, puede calcularse la función de densidad conjunta para Y1* y :

g( Y1*, / X = x ) =

1*

1

*

1 )0Pr().0/(.)1Pr().1/( YgYg

=

1*

2

0

*

2

*

1 )0(.1))0(1.()0(

),(22

2

YY

Y

FFdYF

YYf

Luego, la función de verosimilitud puede expresarse como:

L = i

in

i

YY

Y

ii FFdYF

YYf

1

1 0

*

2

*

2

*

1 )0())0(1()0(

),(22

2


32

Expresando cada término de la verosimilitud en forma estandarizada, se tiene que:

)0(2yF = Pr(= 0 / X = x) = )0( 2

|

21

|

12 ii XXF

= )0( 2

|

21

|

1 ii XX

0

2112221 )/().,/(),( dYXYfXYYfdYYYf iii

o

ii

Se sabe que:

(Y2/Y1) N ( ))(

2),(2

1

2

12

2

112

2

2

2

11

|

112

1

12

2

12

|

21

|

1

XYXX

Luego,

0

12212 ),/0Pr(),/( XYYdYXYYf

Por tanto, lo anterior es igual a la probabilidad de que:

2

1

2

12

2

12

2

2

1

1

|

112

1

12

2

12

|

21

|

12

)(

))((

XYXXY

2

1

2

12

2

12

2

2

1

1

|

112

1

12

2

1

2

|

21

|

1

)(

))((0

XYXX

= 1 -

2

1

2

12

2

12

2

2

1

1

|

112

1

12

2

12

|

21

|

1

)(

))((0

XYXX

De esto que la función de verosimilitud puede reescribirse así:

L=

i ii

ii

iiii

ii

i

XX

XXXYXX

XY.

)0(

0(1

)(

))((0

1.1

2

|

21

|

1

2

|

21

|

1

2

1

2

12

2

12

2

2

1

1

|

112

1

12

2

12

|

21

|

1

1

1

|

11

1

i

ii XX

1

2

|

21

|

10(


33

Al plantear la función de salarios como una función de regresión, se encuentra que aún

cuando E 1 =E 0/1 x , dado que se observan los datos sólo cuando Wmercado>Wreserva. Es decir, cuando se trabaja, se tiene que:

E WresxExxXWresWExxXWresWw 111 '/',/',/

= xxWreservaEx ')'(/' 11

Por esta razón, aún cuando no haya problema en estimar los coeficientes por M.I.C.O. si

la muestra fuese aleatoria, es claro que si sólo se observa W (Wmercado), cuando W > Wreserva,

no se obtendrían estimadores insesgados ni consistentes, al estimar por este método. Por lo que debe maximizarse la función de verosimilitud antes planteada.

Un método igual de eficiente a la maximización de la función antes encontrada es el de

Heckman, que es el que se usa en el presente trabajo y que brevemente se describe a continuación.

Si se tiene una ecuación para el logaritmo del salario de mercado y el de reserva:

Log (Wmercado) = '1 X1 + 1

Log (Wreserva) = '2 X2 + 2

Como es de esperarse, el individuo trabaja si log (Wmercado) > log (Wreserva). Es decir, sólo

se observa log (Wmercado), si log (Wmercado) > log (Wreserva).

Antes de iniciar con el método de Heckman por etapas, conviene encontrar una expresión

para: E[ log (Wmercado) / ( log (Wmercado) > log (Wreserva) ) ].

Lo que se tiene es:

E[ log (Wmercado) / ( log (Wmercado) > log (Wreserva) ) ] =

'1 X1 + E[ 1 / ( log (Wmercado) > log (Wreserva) ) ] =

'1 X1 + E[ 1 / ( ( 1 - 2 ) > ( '2 X2 - '1 X1) ) ] =

'1 X1 +

2*

1211

E[ ( 1 - 2 ) / ( ( 1 - 2 ) > ( '2 X2 - '1 X1) ) ] =

'1 X1 +

*

1211

*

1122 ''

xx

Con 12221121

2* 2)var( .


34

EE TT AA PP AA 11 MMÉÉ TT OO DD OO HH EE CC KK MM AA NN :: PP RR OO BB II TT En la etapa 1 se estiman consistentemente los coeficientes del Probit que luego se utilizarán

para construir

*

1122 ''

xx. Para esto se define d = 1 si trabaja, d = 0 si no trabaja:

Pr(d=1) = Pr(log (Wmercado) > log (Wreserva)) = Pr(( 1 - 2 ) > ( '2 X2 - '1 X1))

= Pr

*

1122

*

1122

*

21 ''''

xxxx

Pr(d=0) = Pr(log (Wmercado) < log (Wreserva)) = Pr(( 1 - 2 ) < ( '2 X2 - '1 X1))

= Pr

*

1122

*

1122

*

21 ''1

''

xxxx

Con esto puede construirse la función de verosimilitud y maximizando se pueden obtener

los coeficientes necesarios para estimar .

EE TT AA PP AA 22 MMÉÉ TT OO DD OO HH EE CC KK MM AA NN :: MM II CC OO EE NN SSUU BB MM UU EE SS TT RR AA DD EE LLOO SS QQ UU EE TT RR AA BB AA JJ AA NN

Se escribe: log (Wmercado) = '1 X1 +

*

1211

*

1122 ''

xx+ 1

Utilizando la estimación de en la regresión de salarios para los que trabajan, se pueden

obtener estimadores consistentes para '1 . Con esto se ha conseguido solucionar el problema

de sesgo de selección, por lo que puede hacerse la proyección de salarios para los individuos de la muestra de estudio.

Ya se ha señalado que se parte del supuesto que, en el modelo de mercado laboral que se

tiene como referencia para este ejercicio de comparar salario proyectado con salario mínimo, se valoran las características específicas de cada persona tal que el salario de mercado (Wmercado) es igual al valor producto marginal (VPMg). Sin embargo, cabe destacar que pueden darse una serie de casos hipotéticos para determinar si el salario mínimo es restrictivo o no. Estos casos se presentan brevemente a continuación:

1. Wreserva < VPMg = Wmercado < Wmínimo: en este caso, el salario de mercado, que es lo que

se pretende proyectar a partir del modelo de salarios que corrige por sesgo de selección de la muestra, es superior al salario de reserva e inferior al salario mínimo, por lo que este último es restrictivo para aquellos individuos que se encuentren en esta situación. Luego, ante un cambio en el salario mínimo que lleve a que éste sea superior al VPMg de la persona, y por ende a su salario de reserva, es de esperar se produzca desempleo o inactividad, pues las empresas no estarán dispuestas a remunerar con un salario superior al VPMg de sus trabajadores, sin que varíe la productividad de los mismos.


35

2. Wmercado = VPMg < Wreserva < Wmínimo: en esta consideración, si bien el salario de reserva es superior al de mercado, por lo que dicha persona no estaría en disposición a entrar a participar del mercado laboral, esta decisión se altera al imponerse un salario mínimo que sea superior a su salario de reserva7. Sin embargo, nuevamente las empresas al no tener a cambio del pago de un salario como el salario mínimo, una variación de la productividad de potenciales trabajadores, hace que estos trabajadores no sean demandados. Acá, la proyección de salarios del modelo, indicaría que el individuo se encuentra restringido a pesar que su salario de reserva fuese mayor al proyectado, pues el salario de reserva es inferior al salario mínimo.

3. Wmercado = VPMg < Wmínimo < Wreserva: al darse esta situación, la persona de por sí no

tiene una decisión de participar del mercado laboral, incluso a pesar de fijarse un salario mínimo que esté por encima de la valoración que hace el mercado de sus atributos específicos, pues su salario de reserva está por encima del salario fijado por ley. En este caso, los salarios estimados a partir del modelo indicarían que los individuos cuyo VPMg es inferior al salario mínimo se encuentran restringidos, y que por ende esto tendría consecuencias en desempleo. Sin embargo, esta conclusión sería errónea, pues el salario de reserva de estas personas es tal que, a pesar de la fijación de un salario como el nivel del salario mínimo, ellas no entran al mercado laboral, y por ende la fijación del salario no genera efectos en la situación de empleo de estos agentes, pues desde un inicio estaban fuera del mercado de trabajo.

4. Wmínimo < VPMg = Wmercado < Wreserva: ahora, el salario mínimo se considera inferior al

VPMg. Lo que sería un indicio de no restrictividad del salario mínimo en este caso; pero este hecho no afecta la decisión de no ser parte de la fuerza de trabajo de una persona, al tener ésta un salario de reserva superior a los dos ya mencionados. Por lo que, para este tipo de personas la fijación del salario mínimo es irrelevante.

5. Wmínimo < Wreserva < VPMg = Wmercado: en este último caso considerado, dado que el salario mínimo es inferior al salario de reserva y por ende, al VPMg de la persona, el salario mínimo no es restrictivo para las personas caracterizadas por esta relación de salarios y VPMg. Luego, la proyección generada via el modelo en las dos últimas consideraciones, indicaría que el salario predicho es superior al mínimo, por lo que este salario fijado por ley no sería restrictivo en estos casos.

Teniendo los anteriores casos como referencia y buscando en la medida de lo posible no

sobreestimar el número de personas consideradas como restringidas por el salario mínimo para la estimación de la probabilidad de estar empleado (como sucedería en casos como el tercero recién comentado), es que esta parte de la metodología es referida a los hombres de la muestra extraída de los resultados de la Encuesta de Ocupación y Desocupación de la Universidad de Chile.

7 Teniendo en cuenta que esta alteración resulta del neto entre el salario esperado y los costos de búsqueda de empleo.


36

Esto se debe a que en general, el salario de reserva de los hombres es mucho menor que el de las mujeres, y con el fin de evitar que posibles casos como el número 3 (que podría ser el caso de muchas de ellas) sean considerados como personas restringidas cuando en verdad no lo están, se ha optado por trabajar sólo con los hombres de la muestra; es decir, se ha decidido para las estimaciones del modelo de salarios corregido por sesgo de selección y el modelo probit que se describe a continuación, excluir de la muestra de estudio a las mujeres.

EE SS TT II MM AA CC II ÓÓ NN DD EE LL MMOO DD EE LL OO PP RR OO BB II TT

Una vez identificada la población restringida por el salario mínimo, se procede a estimar

un modelo que permita indicar qué impacto tiene la restrictividad derivada de la presencia del salario mínimo, que enfrenta una persona, en la probabilidad de que un individuo que se encuentra restringido por el salario mínimo, esté empleado.

Se plantea la estimación de un modelo probit del hecho de estar empleado en función de

la diferencia entre el salario mínimo y el proyectado. El coeficiente asociado a la variable que cuantifica la diferencia entre el salario mínimo y el

salario proyectado, busca identificar si el grado restrictividad del salario mínimo es relevante o no en la determinación de la probabilidad de que una persona se encuentre empleada.

Si este coeficiente no fuese estadísticamente significativo, esto indicaría que el grado de

restrictividad del salario mínimo no es tal como para afectar la probabilidad de que una persona esté empleada. La significancia estadística de este coeficiente haría pensar lo contrario.

Además, suponiendo que el diferencial entre el salario predicho y el mínimo es

significativo en el modelo probit, éste influirá de manera diferente en la probabilidad de que un individuo esté empleado. El efecto de este diferencial no es constante, no es el mismo para todas las personas. El efecto marginal de este diferencial, dado que se estima un modelo probit se expresa así:

)'()'(_

))1((Pri

i xxfWpredichoWmínlDiferencia

YobE

Donde la Prob(Yi = 1) se refiere a la probabilidad que el individuo “ i ” se encuentre

empleado. De aquí se observa claramente, que el efecto marginal del diferencial de salario mínimo con relación al estimado influirá en mayor o menor grado en la probabilidad de que una persona se halle empleada, según sea la magnitud de dicho diferencial.

Ahora, si se define que:

Prob ( Y = 1 ) = F (x, ), es la probabilidad de estar empleado;

Prob ( Y = 0 ) = 1 - F (x, ), es la probabilidad de no estar empleado.


37

El parámetro refleja el impacto que tiene x sobre la probabilidad de estar empleado.

Considerando la función de distribución como una normal, se da lugar al modelo probit:

Prob ( Y = 1 ) =

x

dtt

'

)(

= F( x' ) = ).'( x

Para generar el estimador de se usa el método de Máxima Verosimilitud, para lo que se

define la función de verosimilitud:

L =

0

)0Pr(iy

iy

1

)1Pr(iy

iy , es decir:

L =

0

))'(1(iy

ixF 1

))'((iy

ixF

VV..33 DD EE FF II NN II CC II ÓÓ NN DD EE LL AA MM UU EE SS TT RR AA

El trabajo se desarrolla con datos de corte transversal. Como se indicó en la revisión

empírica, la mayoría de investigaciones en distintos países relacionadas con el salario mínimo se llevan a cabo con series de tiempo y datos de panel.

Para analizar el mercado de trabajo en Chile, no se dispone de información del tipo

mencionado en forma amplia y accesible, sin embargo igualmente mediante el análisis de datos de corte transversal, no varía el enfoque del trabajo, que busca identificar el grado de restrictividad potencial del salario mínimo, así como el impacto de éste en la probabilidad que una persona se encuentre empleada.

Los componentes relevantes para la muestra del presente trabajo vienen dados por su

característica de percibir un salario, dado que lo que se desea es analizar el impacto del salario mínimo en los agentes que son remunerados.

Por esto es que a partir de la Encuesta de Ocupación y Desocupación del Departamento

de Economía de la Universidad de Chile, se conforma la muestra con los individuos que están clasificados en las categorías de empleados y obreros, es decir los asalariados, sea que se encuentren ocupados, desocupados o inactivos con deseos de trabajar (cuando han trabajado han percibido un salario; es decir, no han sido empleadores o trabajadores por cuenta propia).

La información que se obtiene de la encuesta es sólo para el Gran Santiago, el cual

representa aproximadamente a un 45% de la fuerza de trabajo total del país, lo que hace que lo que suceda en el Gran Santiago, sea representativo de lo que ocurre en el resto del país.


38

Esta encuesta define a la fuerza de trabajo como aquella población de catorce años y más, ocupada y desocupada. Las personas ocupadas son las que durante la semana cubierta por la encuesta se hallaban: (1) trabajando, es decir, que realizaban algún trabajo por pago o ganancia, o trabajan sin pago en el negocio de un miembro de la familia que habitaban en la misma vivienda. (2) Empleadas, pero no trabajaban; o sea que no trabajaban ni buscaban trabajo, pero tenían un empleo o negocio del que se hallaban ausentes temporalmente debido a enfermedad, vacaciones o mal tiempo.

Adicionalmente, la encuesta entiende por personas desocupadas a las que no trabajaban,

pero estaban buscando activamente trabajo durante la semana cubierta por la encuesta. Entre las personas desocupadas se distinguen dos grupos: las que buscan trabajo por primera vez, y las que han perdido su ocupación y buscan un nuevo trabajo. Estas últimas constituyen el grupo cesante.

Finalmente, los inactivos son todas las personas de catorce años y más no incluidas en la

categoría de ocupados o en la de desocupados. Para distinguir entre “empleado” y “obrero” la encuesta pregunta la actividad

desempeñada, según predomine el esfuerzo, intelectual para los empleados, y físico para los obreros.

En cuanto a características etáreas se refiere, la muestra está constituida por asalariados

con edad mayor o igual a 18 años y menor o igual a 65 años. Cabe recordar, que el “Ingreso Mínimo Mensual” corresponde a la cantidad mínima

imponible que se permite pagar a un trabajador por la prestación de sus servicios y rige para trabajadores del sector privado no afectos a un régimen especial. Es este ingreso mínimo mensual, el cual es parejo, el que corresponde a la muestra seleccionada.

Vale mencionar que en Chile existe también un Ingreso Mínimo para Fines No

Remuneracionales (que rige a partir de Marzo de 1981), así como un Ingreso Mínimo para Trabajadores Menores de 18 Años y Mayores de 65 Años (que rige a partir de Junio de 1989) y un Mínimo Imponible de Empleadas de Casas Particulares (vigente desde Enero de 1974).

Debido a que la metodología se puede separar en dos partes, los requerimientos de

información para cada una se diferencian en la especificidad de características propias de la muestra que sea objeto de estudio. Así:

Para el análisis de medidas numéricas de incidencia de salario mínimo y de gráficos de Kernel, son objeto de estudio los agentes asalariados, mayores de 18 años y menores de 65 años, hombres y mujeres. Los meses de estudio van de Junio de 1990 hasta Marzo del año 2001. Se escoge estos años, pues son los que presentaron mayor crecimiento del Ingreso Mínimo Mensual real en los últimos veinte años, y es la información más reciente a que se ha tenido acceso para elaborar este trabajo.


39

Para la identificación de la población restringida y del impacto de la restrictividad del salario mínimo en la probabilidad de que algún miembro de dicha población se encuentre empleado, son objeto de estudio los hombres asalariados, mayores de 18 años y menores de 65 años, para el mes de Junio de 1996 y Marzo de 2001.

Se trabaja con el mes de Junio de 1996, pues es considerado que las alzas de salario

mínimo en dicha época no generaron mayor impacto en términos de empleo. Esto se infiere del análisis estadístico y gráfico que posteriormente se realiza en este trabajo. Es decir, el grado de restrictividad experimentado en Junio de 1996 se ha considerado como bajo (lo cual se busca demostrar con el análisis econométrico planteado más adelante).

Por otro lado, se trabaja también con el mes de Marzo para las estimaciones

econométricas, pues para dicha fecha ya habían pasado aproximadamente 10 meses después del reajuste de Junio del 2000, por lo que es de esperar que las decisiones de los agentes en cuanto a participar o no del mercado laboral, ya se hayan realizado, suponiendo que en esta época el grado de restrictividad del salario mínimo sea superior al existente a inicios de los noventa.

Además, dado que puede ser importante el número de personas que se hayan

desincentivado a buscar trabajo, y pasar a ser inactivos, es que se decidió realizar el análisis econométrico con dos submuestras: una submuestra incluye a los ocupados y desocupados; mientras que la otra está compuesta por los ocupados, desocupados e inactivos con deseos de trabajar.

Para Junio de 1996, ambas submuestras resultaron compuestas por 2.722 hombres. Al

trabajar con Marzo de 2001, la primera submuestra resultó compuesta de 2.429 hombres, mientras que la segunda submuestra se compuso de 3.272 hombres.

CC OO NN SS II DD EE RR AA CC II OO NN EE SS SS OO BB RR EE LL AA MMEE TT OO DD OO LL OO GG ÍÍ AA YY LL AA IINN FF OO RR MM AA CC II ÓÓ NN DD II SS PP OO NN II BB LL EE Moffit (1999) manifiesta que la gran mayoría de desarrollos econométricos en la década de

los setenta fueron estimulados por la nueva disponibilidad de datos, tanto de corte transversal como de panel, los cuales contienen mucha información sobre distintos individuos.

Adicionalmente, la evolución del hardware y software computacional que se dio

rápidamente a partir de la década de los setenta, posibilitó el desarrollo y uso de distintos métodos econométricos para tratar temas relacionados con la economía laboral.

Por otro lado, Angrist y Krueger (1999) en su trabajo sobre estrategias empíricas en

economía laboral, argumentan que así como en los setentas el uso de datos micro se volvió cada vez más usado respecto a series de tiempo , ya por mitad de los noventa el uso de información micro superaba con creces el uso de series de tiempo, más o menos en una razón de 10 estudios usando datos micro por 1 estudio con series de tiempo.


40

La evolución en cuanto al uso de datos en artículos de economía laboral se presenta a continuación:

PPOO RR CC EE NN TT AA JJ EE DD EE AA RR TT ÍÍ CC UU LL OO SS EE NN CC AA DD AA CC AA TT EE GG OO RR ÍÍ AA

ARTÍCULOS DE ECONOMÍA LABORAL

DIVERSOS

TEMAS

1965-1969 1970-1974 1975-1979 1980-1983 1994-1997 1994-1997

Teóricos 14 % 19 % 23 % 29 % 21 % 44 %

Datos Micro 11 % 27 % 45 % 46 % 66 % 28 % Panel 1 6 21 18 31 12

Experimento 0 0 2 2 2 3 Corte

Transversal 10 21 21 26 25 9

Otros 0 0 1 0 8 4

Series de Tiempo

42 % 27 % 18 % 16 % 6 % 19 %

Resto 33 % 27 % 14 % 9 % 7 % 9 %

TOTAL DE

ARTÍCULOS 106 191 257 205 197 993

Fuente: Handbook of Labor Economics, Volumen 3 A, página 1279.

Es obvio, que una de las principales ventajas de usar datos micro de corte transversal es

que a través de éstos, pueden medirse una gran cantidad de variables para el mismo individuo o unidad de estudio que podrían estar influenciando la conducta de estos agentes tomadores de decisiones en un momento en el tiempo.

Ahora bien, en algunos casos es preferible trabajar con datos micro que se caracterizan

por generar información sobre distintas variables (que pueden variar o no en el tiempo) de un mismo individuo por medio de varias entrevistas a través del tiempo.

Éstos últimos datos son del tipo de panel. Con ellos pueden implementarse distintas

técnicas para evaluar efectos de cambios de política. En el caso de los estudios sobre salario mínimo, un método tradicionalmente usado en la

literatura concerniente a este tema, trata de observar cambios en el empleo en determinados grupos poblacionales contrastando grupos en distintos momentos del tiempo; por ejemplo, en industrias de bajos salarios, ver cuáles serían las consecuencias de alzas de salario mínimo o del hecho de aumentar la cobertura del mismo para otro grupo poblacional, como sería el caso de los trabajadores en una determinada industria.

Un ejemplo reciente de los muchos estudios que se hacen para analizar posibles efectos

del salario mínimo es el trabajo Currie y Fallick (1996). En esta investigación se usan datos de panel que van de 1979 a 1987, para medir los efectos de las alzas de salario mínimo de 1980 y 1981 en Estados Unidos.


41

Ellos definen una variable dummy (BOUND) igual a uno si el individuo es empleado en el año t-1 ganando un salario que está entre el antiguo salario mínimo (Wm, t-1) y el nuevo (Wm, t): (Wm, t-1<Wt-1< Wm,t). Dicha dummy toma el valor de cero en cualquier otro caso. A partir de 1982, BOUND y WAGEGAP (variable que se describe brevemente a continuación) toman un valor de cero para todas las observaciones. También, ellos construyen una variable denominada WAGEGAP, que es igual a Wm, t – Wt-1 cuando BOUND = 1, mientras que WAGEGAP =0 en cualquier otro caso.

La ecuación que ellos estiman es: Ei, t = WAGEGAPit + Xit + itii , donde:

Ei, t = 1 si el individuo “i” estaba empleado en el año “ t-1” y de nuevo en el año “ t ”, y Ei, t = 0 si “ i ” estaba empleado en el año “ t-1 ”, pero no en el año “ t ”. El resultado de su estudio arroja que WAGEGAP es estadísticamente significativo, y en caso de usar BOUND en vez de WAGEGAP, éste también resulta significativo. Este tipo de trabajos permiten analizar el efecto de cambios en el salario mínimo a través del tiempo sobre un mismo individuo. Es decir, saber si el individuo que se encontraba empleado antes de la fijación del nuevo salario mínimo, sigue estándolo o no bajo el nuevo mínimo, claramente no puede realizarse con datos de corte transversal.

Por tanto, sería preferible realizar la presente investigación con datos de panel. Sin embargo, dado que no se tiene acceso a este tipo de datos, y teniendo en cuenta esta limitante para el trabajo, es que se ha planteado la metodología ya descrita como una alternativa para analizar ciertos aspectos del salario mínimo.


42

VVII.. RREE SS UU LL TT AA DD OO SS DD EE LLAA IINN VV EE SS TT II GG AA CC II ÓÓ NN

VVII .. 11 CC OO MM EE NN TT AA RR II OO SS OO BB RR EE LL AA EE VV OO LL UU CC II ÓÓ NN DD EE LL SSAA LL AA RR II OO MM ÍÍ NN II MM OO EE NN CC HH II LL EE Edwards y Cox Edwards (2000) caracterizan la evolución de las regulaciones del mercado

laboral en Chile por cinco fases. Una de las regulaciones que los autores tratan se refiere a la política salarial, la cual puede caracterizarse por aspectos relevantes de dichas fases:

FASE DE LA EVOLUCIÓN (AÑOS) POLÍTICIA SALARIAL Condiciones Iniciales (1931 – 1965)

Fase I: (1966 – 1973) Uso Generalizado de Indexación Salarial

Fase II: Liberalización Económica con un Alto Grado de Intervención

en el Mercado Laboral (1974 – 1979)

Ajustes Salariales en toda la Economía, Impuestos por Decreto

Fase III: Reformas Laborales (1980 – 1990) Fijación de Salario Mínimo

Fase IV: Consolidación de Reformas Laborales (1991 – en adelante)

Fijación de Salario Mínimo

La anterior clasificación refleja que es a partir de los ochenta que la temática del salario

mínimo se ha convertido en uno de los tópicos de política pública más importantes en Chile, en cuanto al mercado laboral se refiere; y, es por ello que es oportuno analizar empíricamente el nivel de restrictividad potencial del salario mínimo, así como el efecto de éste en la probabilidad que una persona esté empleada, dada la diversa gama de opiniones que se expresan en torno a la existencia o no existencia de efectos por alterar dicho nivel salarial.

Este piso en las remuneraciones de los trabajadores mayores o iguales a 18 años y

menores o iguales a 65 años, durante los noventa se ha comportado así:

El nivel de salario mínimo nominal ha ido al alza año con año, pero es perceptible del gráfico que aquí se presenta, que éste ha venido creciendo cada vez a menores tasas. También se presenta a continuación, la tasa de crecimiento nominal y real del salario mínimo.

Del gráfico de la derecha, puede

observarse la evolución de la tasa de crecimiento del salario mínimo, tanto en términos nominales (gw_nominal) como reales (gw_real).

A inicios de la década de los noventa se observa el descenso en el crecimiento del salario mínimo.

Nivel de Salario Mínimo Nominal

0

20000

40000

60000

80000

100000

120000

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001

Nivel de Salario Mínimo Nominal

0

20000

40000

60000

80000

100000

120000

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001

0

0.1

0.2

0.3

0.4

0.5

1990 1991 1992 1993 1994 1995

gw_real

gw_nominal

0

0.1

0.2

0.3

0.4

0.5

1990 1991 1992 1993 1994 1995

gw_real

gw_nominal


43

Las tasas de principios de los noventa se visualizan bastante altas respecto a las evidenciadas para la segunda mitad de los noventas, sin embargo éstas siempre se sitúan por encima del 4% de crecimiento en términos reales.

Luego, ante el comportamiento experimentado por el salario mínimo durante los noventa, se podría pensar que el nivel de restrictividad del piso

salarial, y su impacto sobre la probabilidad de poder estar empleado han cambiado con el tiempo. Con el objetivo de analizar si lo anterior se da, es que se presentan a continuación los resultados de este estudio.

La presentación de los resultados se divide en 3 partes. En primer lugar, se analiza la

evolución de mediciones numéricas calculadas a partir de las muestras utilizadas en el trabajo. A continuación, se analiza la secuencia de gráficos de Kernel para subgrupos de las muestras ya consideradas. Posteriormente, se comentan los resultados econométricos de la regresión para los salarios de la muestra, gracias a los cuales se caracteriza la población restringida por el salario mínimo. La parte final del análisis econométrico, plantea la regresión entre la situación de estar empleado o no, y el grado de restrictividad que experimenta un individuo.

VVII .. 22 UUNN AA NN ÁÁ LL II SS II SS EE SS TT AA DD ÍÍ SS TT II CC OO :: MM EE DD II CC II OO NN EE SS NN UU MM ÉÉ RR II CC AA SS

Como se describió en la metodología, lo que se busca acá es tener un primer acercamiento a los datos, pretendiendo visualizar algún indicio sobre la evolución de la restrictividad del salario mínimo en Chile.

Se mostrará a continuación el ratio del salario mínimo respecto a ciertos puntos de la

distribución salarial de distintos subgrupos de los grupos muestrales provenientes de los datos de la Encuesta de Ocupación y Desocupación para el Gran Santiago.

El criterio de evaluación en este análisis se basa en que a mayor porcentaje represente el

salario mínimo del estadístico de una distribución cualquiera, esto sería una señal del mayor grado de restrictividad que experimenta un subgrupo en particular.

La presentación de los estadísticos se hace para el periodo 1990 - 2001. En primer lugar, los resultados se presentan para el conjunto de hombres y mujeres con al menos 18 años, y no mayores de 65 años de edad:

Del gráfico de la derecha, se pretende observar la evolución del porcentaje que representa el salario mínimo mensual del percentil 10 de la distribución de salarios.

Wmín como % de Percentil 10

0.0%

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40.0%

60.0%

80.0%

100.0%

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1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001


0.0%

20.0%

40.0%

60.0%

80.0%

100.0%

120.0%

140.0%

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001

0

0.02

0.04

0.06

0.08

0.1

0.12

0.14

1996 1997 1998 1999 2000 2001

gw_real

gw_nominal0

0.02

0.04

0.06

0.08

0.1

0.12

0.14

1996 1997 1998 1999 2000 2001

gw_real

gw_nominal


44

Cabe recordar que el percentil 10 indica que el 10% de la muestra gana un salario inferior al salario ubicado en el percentil 10, y el 90% restante, un salario mayor. Es decir, se trata del 10% de la muestra de menores ingresos salariales. La evolución es bastante clara en mostrar que el nivel de salario mínimo ha ido siendo cada vez un mayor porcentaje del salario de los que ganan menores salarios. Esto estaría indicando que dichos individuos se han visto enfrentados con el paso del tiempo, a una mayor restrictividad potencial del salario mínimo, alcanzando los mayores niveles a inicios del siglo XXI.

Sin embargo, dado que se está consciente que las personas pueden laborar no necesariamente por jornada completa, ahora se presenta el mismo gráfico, pero teniendo el ratio entre el salario mínimo por hora y el percentil 10 de la distribución de salarios por hora. Al observar los gráficos anteriores, se observa que la evolución es bastante parecida.

Este gráfico, siguiendo en la línea del primero ya comentado, refleja la evolución del salario mínimo mensual respecto al salario ubicado en el primer cuartil de la muestra. Sabiendo que el primer cuartil indica que el 25% de la muestra tiene un salario inferior al ubicado en el primer cuartil de la muestra de salarios, se observa nuevamente

que el salario mínimo desde mediados de los noventa ha ido representando cada vez un mayor porcentaje del primer cuartil de la distribución salarial. El mayor porcentaje ocurrió en 2001 (83.3%), mientras que los menores en 1993 (64.3%), 1995 (65.2%) y 1996 (65.4%).

Conclusiones similares se extraen de graficar el salario mínimo por hora respecto al primer cuartil de la distribución de salarios por hora.

Acá, el mayor porcentaje

ocurrió en 2001 (83.3%) y el menor en 1996 (66.9%).

Wmín como % de 1er. Cuartil

0.0%

10.0%

20.0%

30.0%

40.0%

50.0%

60.0%

70.0%

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1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001


0.0%

10.0%

20.0%

30.0%

40.0%

50.0%

60.0%

70.0%

80.0%

90.0%

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001


0.0%

20.0%

40.0%

60.0%

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1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001


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20.0%

40.0%

60.0%

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100.0%

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140.0%

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001


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10.0%

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30.0%

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80.0%

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1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001


0.0%

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1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001


45

Al trabajar con la mediana, se tiene en cuenta que el 50% de la muestra tiene un salario inferior al ubicado al centro de la distribución. Si se grafica el salario mínimo mensual respecto a la mediana de la distribución de salarios, se visualiza lo mismo que reflejaron los gráficos anteriores.

La importancia del salario mínimo respecto a la mediana de salarios ha ido en aumento desde mediados de los noventa. El mayor porcentaje se observa en 2001 (55.6%), mientras que los menores se tuvieron en 1996 (42.1%), 1997 (43.7% ) y 1998 (44.6%).

Por otro lado, al graficar el salario mínimo por hora respecto a la mediana de la distribución de salarios por hora, se observa que el año con mayor ratio fue 2001 (55.6%) y los de menores ratios fueron 1996 (42.1%) y 1998 (41.7%).

En segundo lugar, se muestra la evolución de estadísticos para los hombres y mujeres de al

menos 18 años, y menores de 65 años.

El salario mínimo mensual como porcentaje del percentil 10 de la distribución de salarios ilustra la diferencia de la restrictividad potencial entre hombres y mujeres. De este gráfico es bastante obvio que el salario mínimo mensual respecto al percentil 10 es mucho más importante para las mujeres que para los

hombres, siendo en ambos casos superior dicho porcentaje para fines de los noventa y periodo 2000 – 2001.

Wmín como % de Mediana

0.0%

10.0%

20.0%

30.0%

40.0%

50.0%

60.0%

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001


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10.0%

20.0%

30.0%

40.0%

50.0%

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1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001


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1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001

Hombres

Mujeres


0.0%

20.0%

40.0%

60.0%

80.0%

100.0%

120.0%

140.0%

160.0%

180.0%

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001

Hombres

Mujeres


0.0%

10.0%

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30.0%

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50.0%

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1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001


0.0%

10.0%

20.0%

30.0%

40.0%

50.0%

60.0%

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001


46

Algo similar ocurre al graficar el

salario mínimo por hora respecto al percentil 10 de la distribución de salarios por hora para hombres y mujeres, siendo el año 2001 en que tanto hombres como mujeres enfrentaron mayor restrictividad. Por otro lado, de acuerdo a este gráfico, 1996 resultó ser el año de menor incidencia del salario mínimo.

Al analizar al salario mínimo mensual respecto al primer cuartil, se ve con claridad nuevamente que a lo largo del período que se muestra, las mujeres se encuentran más restringidas potencialmente que los hombres, aumentando al igual que en los casos ya presentados anteriormente dicha restrictividad para el periodo 2000 – 2001.

El mayor ratio salario mínimo – salario 1er. Cuartil se ve, para el caso de los hombres, en

2001 (83.3%); por otro lado, los menores ratios se dieron en 1990 (60%), 1996 (58.9%) y 1998 (59.5%). Para las mujeres, el mayor valor del ratio ocurrió en 2001 (100%), y los menores en 1990 (72%), 1997 (72.8%) y 1998 (72.1%).

Al igual que en los casos anteriores, se presenta a continuación la evolución de la razón entre el salario mínimo por hora y el primer cuartil de la distribución de salarios por hora:

En este caso, los ratios de los salarios de los hombres y las mujeres fueron mayores en

2001 (83.3%) y 1991 (97.5%) respectivamente. Los años de menores ratios fueron, para los hombres, 1998 (59.5%), mientras que para las mujeres, 1996 (73.6%).


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1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001

Hombres

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60.0%

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1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001

Hombres

Mujeres


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Hombres

Mujeres Wmín como % de Percentil 10

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80.0%

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1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001

Hombres

Mujeres


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1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001

Hombres

MujeresWmín como % de 1er. Cuartil

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1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001

Hombres

Mujeres


47

En tercer lugar, aprovechando la clasificación que realiza la Encuesta de Ocupación y Desocupación de la Universidad de Chile, se presentan mediciones numéricas similares a las anteriores para los tres sectores de actividad económica que concentraron los mayores porcentajes de participación laboral de personas de la muestra total de cada año, para los mayores de 18 y menores de 65 años de edad.

Estas actividades económicas son:

1. INDUSTRIAS MANUFACTURERAS: compuesta de las industrias de productos alimenticios, bebidas y tabaco; textiles, prendas de vestir e industrias del cuero; industrias de la madera y productos de madera; fabricación de papel y productos de papel; fabricación de sustancias químicas y de productos químicos, derivados del petróleo y del carbón, de caucho y plásticos; fabricación de productos minerales no metálicos; industrias metálicas básicas; fabricación de productos metálicos, maquinaria y equipo; otras industrias manufactureras. Estas industrias concentraron al 20% del total de los ocupados de la muestra en Junio de 1996, y al 17% en Marzo de 2001.

2. CONSTRUCCIÓN: concentró al 15% de los ocupados de la muestra en Junio de 1996, y

al 15.23% en Marzo de 2001.

3. COMERCIO: corresponde al comercio al por mayor; comercio al por menor; restaurantes y hoteles. Este sector concentró al 20% de los ocupados de la muestra en Junio de 1996, y al 15.2% en Marzo de 2001.

Del primer gráfico de los sectores de actividad económica, y de los dos que se presentan a

continuación se desprende que los tres sectores con mayor número de individuos de la muestra, han ido registrando al igual que en los diversos casos ya mencionados, mayor restrictividad potencial hacia el periodo 2000 – 2001.


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ManufacturaConstrucciónComercio


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Manufactura

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Manufactura

Construcción

ComercioWmín como % de Mediana

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Manufactura

ConstrucciónComercio


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1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001

Manufactura



48

Respecto a la relación entre el salario mínimo mensual y el salario ubicado en el primer cuartil, el mayor porcentaje se ve para el sector de manufactura en 2001 (83.3%), y los menores en 1993 (64.3%) y 1996 (65.4%). En cuanto al sector de la construcción, el mayor valor se visualiza en 2001 (83.3%) y el menor en 1996 (49.9%). Finalmente, para el sector comercio la mayor restrictividad potencial para los trabajadores de dicho sector se ve en 2001 (100%), y la menor en 1993 (70.2%).

Por otro lado, si se observa la trayectoria del salario mínimo mensual respecto a la mediana de la distribución de salarios para cada año, se nota que para el sector manufacturero, la mayor restrictividad potencial ocurrió en 2001 (62.5%), mientras que la menor en 1996 (45.3%). Sobre el sector de la construcción, el mayor valor resultó darse en 2001 (56.8%), y el menor en 1996 (39.3%). Por último, en el sector de comercio el mayor valor se ve en 2001 (66.7%), y el menor en 1998 (47.6%).

Los resultados del análisis son bastante similares en caso de trabajar con el salario mínimo

por hora:

Para el sector de manufactura, la mayor restrictividad se observa en 2001 (116.7%), y la menor en 1994 (89.7%). En cuanto al sector construcción, el año de mayor restrictividad se considera fue 2001 (137.5%), y el de menor fue 1995 (83.3%). Finalmente, para el sector comercio, 2001 (145.8%) fue el año de mayor restrictividad, y 1994 (95.8%) el de menor restrictividad.

En cuanto al primer cuartil de la

distribución de salarios por hora, el sector manufacturero enfrentó mayor restrictividad en 2001 (83.3%), y menor en 1996 (66.9%). El sector construcción enfrentó mayor restrictividad en 2001 (86.8%) y menor en 1996 (53.5%). Por último, el sector comercio tuvo mayor restrictividad en 2001 (100%) y menor en 1998 (71.4%).

Respecto a la mediana de la distribución de salarios por hora, el sector de manufactura enfrentó mayor restrictividad en 2001 (62.5%) y la menor en 1996 (46%). El sector construcción tuvo mayor restrictividad en 2001 (59.5%) y menor en 1998 (39.7%). Por otro lado, el sector comercio experimentó mayor restrictividad en 2001 (66.7%) y menor en 1998 (47.6%).


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Manufactura



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Manufactura



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49

Finalmente, en cuanto a la presentación de mediciones numéricas de la restrictividad potencial del salario mínimo se refiere, se muestra la evolución del salario mínimo por hora respecto al percentil 10 y primer cuartil, según el nivel de educación de hombres y mujeres de la muestra, para los distintos años a los que se ha venido haciendo referencia. Básicamente, se analizan dos grupos: Un grupo está constituido por aquellos de 18 años o más, pero menores o iguales a 65 años de edad, quienes no completaron o bien, no han completado el nivel de educación básica.

El otro grupo está conformado

por los que, del rango de edad ya mencionado, poseen al menos el nivel de educación media completa. Del primer gráfico de esta página, que considera únicamente a los hombres, es claro notar que, como era de esperar, las personas con menor nivel educativo, se encuentran mucho más restringidas que las que al menos tienen nivel de educación media completo.

Lo mismo ocurre con las mujeres, cuyo gráfico corresponde al segundo de esta página. Nuevamente, se ve que las mujeres con menor nivel de educación enfrentan una mayor restrictividad potencial respecto de aquellas con al menos educación media completa.

La medición numérica que se presenta por último en esta primera parte de los resultados de la investigación, es el salario mínimo por hora relativo al salario por hora del primer cuartil de la distribución de salarios, que al igual que antes, es según el nivel educacional alcanzado por la persona: el gráfico de la derecha refleja la medición para los hombres de las muestras de cada año.

Wmín como % Percentil 10

0.0%

20.0%

40.0%

60.0%

80.0%

100.0%

120.0%

140.0%

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001

B. Incompleta

B. y M. CompletaWmín como % Percentil 10

0.0%

20.0%

40.0%

60.0%

80.0%

100.0%

120.0%

140.0%

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001

B. Incompleta

B. y M. Completa


0.0%

20.0%

40.0%

60.0%

80.0%

100.0%

120.0%

140.0%

160.0%

180.0%

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001

B. Incompleta

B. y M. Completa


0.0%

20.0%

40.0%

60.0%

80.0%

100.0%

120.0%

140.0%

160.0%

180.0%

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001

B. Incompleta

B. y M. Completa

Wmín como % 1er. Cuartil

0.0%

10.0%

20.0%

30.0%

40.0%

50.0%

60.0%

70.0%

80.0%

90.0%

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001

B. Incompleta

B. y M. CompletaWmín como % 1er. Cuartil

0.0%

10.0%

20.0%

30.0%

40.0%

50.0%

60.0%

70.0%

80.0%

90.0%

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001

B. Incompleta

B. y M. Completa


50

Wmín como % 1er. Cuartil

0.0%

20.0%

40.0%

60.0%

80.0%

100.0%

120.0%

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001

B. Incompleta

B. y M. Completa

En la primera mitad de la década de los noventa, la mayor incidencia potencial para los que no han completado sus estudios de básica se ve en 1991 (83.9%) y 1992 (82.9%). Para la segunda mitad de los noventa e inicios del siglo XXI, la mayor restrictividad potencial para este grupo se observa en 2001 (83.3%).

Como comentario final para cerrar esta sección de la presentación de resultados, a la izquierda se ha colocado el gráfico para el salario mínimo por hora respecto al salario ubicado en el primer cuartil de la distribución de salarios por hora de las mujeres.

Los mayores indicadores de restrictividad potencial para la segunda mitad del periodo

que se trata, para las mujeres con nivel de educación básica incompleta, se tuvieron en 2000 (83.8%) y 2001 (100%).

¿Qué se puede inferir de estas mediciones? Como ya se ha indicado, lo que se busca con

este acercamiento a los datos es tratar de identificar la restrictividad potencial del salario mínimo.

Sobre la base de las mediciones hasta aquí presentadas, la idea que se tiene es que durante gran parte de la década del siglo pasado, el salario mínimo no alcanzó un grado de restrictividad potencial tal como el que se infiere éste ha exhibido a partir del año 2000. Siendo más específicos, a través del conjunto de gráficos de las mediciones numéricas recién presentadas y elaboradas a partir de las muestras disponibles para este trabajo, se puede pensar que el año con menor grado de restrictividad potencial está representado por 1996, mientras que el de mayor restrictividad, dentro del periodo de que se dispone información, es el año 2001.


51

VVII .. 33 UUNN AA NN ÁÁ LL II SS II SS GG RR ÁÁ FF II CC OO :: EE SS TT II MM AA DD OO RR EE SS DD EE DD EE NN SS II DD AA DD DD EE KK EE RR NN EE LL

En la metodología se indicó que para lograr alcanzar el objetivo de esta investigación, que se considera conveniente recordar a esta altura del trabajo para guiar el análisis empírico que ya se ha iniciado con las mediciones numéricas recién presentadas, consiste en: “identificar la restrictividad potencial del salario mínimo”; para ello no se considera suficiente la elaboración de mediciones numéricas de incidencia, que pretenden reflejar la evolución del grado de restrictividad del piso salarial.

Como señala Maloney (2001) y ya se ha mencionado en el presente trabajo, para inferir si el salario mínimo es muy bajo o muy alto, lo importante es analizar la evolución del salario mínimo respecto a la distribución de salarios.

Para realizar esto, se han elaborado gráficos de la densidad de Kernel para la totalidad de los hombres y mujeres cuyo rango de edad se ubica entre 18 y 65 años, así como para los hombres y mujeres cuyo nivel educativo es inferior a básica completa, quiénes a partir del análisis de mediciones numéricas de la sección anterior, son los que han enfrentado mayor restrictividad potencial del salario mínimo.

Estos gráficos constituyen el segundo análisis de esta presentación de resultados de este estudio. Las densidades de salarios se presentan para el periodo que va de 1990 a 2001.

Por disponibilidad de información y para ser más específicos, las densidades de 1990 a 2000 se elaboraron a partir de la Encuesta de Ocupación y Desocupación de la Universidad de Chile, llevada a cabo en Junio de cada uno de esos años. Para el 2001, dicha densidad se hizo con la encuesta de Marzo de 2001.

Este análisis es el que se presenta a continuación. Primero, se muestran los gráficos de densidades de salarios reales para los hombres. Una línea vertical de color negro, indica el valor del salario mínimo real (en pesos de 1998).


52

Hombres 19 90 – 2 0 01

Junio 1990

Junio 1991

Junio 1992

Junio 1993

Junio 1994

Junio 1995

Junio 1996

Junio 1997

Junio 1998

Junio 1999

Junio 2000

Marzo 2001


53

Al observar la densidad entera de salarios de los hombres para el periodo 1990 – 2001, lo que se tiene es la existencia de una porción de la cola izquierda de la estimación de la función de densidad que se encuentra por debajo del salario mínimo, lo que indica que personas de la muestra se encuentran trabajando en el sector informal del mercado laboral.

Del análisis gráfico, lo que puede extraerse es que el salario mínimo por hora no se ubicaba respecto a la distribución de salarios ocupando una posición en ella que, en caso que este se cumpliese institucionalmente a tal grado que no existiese sector informal, eliminase la existencia de un porcentaje de salarios inferior al 6.1% a mediados de los noventa. Es decir, a mitad de los noventa, 6.1% de las personas cuyo ingreso era inferior al salario mínimo, estarían enfrentando una alta probabilidad de volverse desempleados por el cumplimiento de la legislación salarial mínima en todo el mercado laboral.

El siguiente gráfico muestra la evolución del porcentaje de salarios por hora inferiores o iguales al salario mínimo por hora, a lo largo del periodo 1990 – 2001:

Llama bastante la atención que desde el año 2000, el porcentaje de personas de la muestra con salarios inferiores al mínimo por hora, supera al 11%, siendo bastante mayor para el 2001.

Lo anterior lleva a pensar que la restrictividad potencial del salario mínimo fue mucho mayor para fines del periodo que se ha analizado (2000 – 2001) versus el periodo hasta mediados de los noventa. Los años con menor porcentaje de salarios inferiores al mínimo resultaron ser: 1994, 1996 y 1997.

Si bien la cola de la densidad salarial inferior al salario mínimo para cada año del periodo estudiado, no desaparece en ningún año, lo que si se puede apreciar es la compresión que se ve para dicha cola de la densidad salarial para Junio de 2000 y Marzo de 2001 respecto al resto de estimaciones de densidades salariales, lo cual puede interpretarse como un indicador del aumento de la restrictividad potencial del salario mínimo para los hombres en el Gran Santiago.

% W´s <= Wmín

11.3%

16.7%

8.8%

6.4%5.8%6.1%

6.7%

5.9%6.7%

11.2%

9.6%

6.9%

0.0%

2.0%

4.0%

6.0%

8.0%

10.0%

12.0%

14.0%

16.0%

18.0%

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001

% W´s <= Wmín

11.3%

16.7%

8.8%

6.4%5.8%6.1%

6.7%

5.9%6.7%

11.2%

9.6%

6.9%

0.0%

2.0%

4.0%

6.0%

8.0%

10.0%

12.0%

14.0%

16.0%

18.0%

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001


54

Muj er es 19 90 – 20 01

Junio 1990

Junio 1991

Junio 1992

Junio 1993

Junio 1994

Junio 1995

Junio 1996

Junio 1997

Junio 1998

Junio 1999

Junio 2000

Marzo 2001


55

Similar a lo obtenido del análisis de las densidades salariales estimadas para los hombres, al ver las densidades de salarios de las mujeres para el periodo 1990 – 2001, nuevamente se tiene la existencia de una porción de la cola izquierda de la estimación de la función de densidad que es inferior al salario mínimo, lo que indica que mujeres de la muestra se encuentran laborando en el sector informal del mercado laboral.

Lo que puede inferirse del conjunto de densidades de la página anterior es que el salario mínimo, al igual que en el caso de los hombres, se ubicaba dentro de la distribución de salarios a mitad de los noventa, ocupando una posición en ella que, en caso que este se cumpliese institucionalmente en todo el mercado laboral, eliminase la existencia de un porcentaje de salarios inferior al que se daría para 2000 y 2001. Para mediados de los noventa, 9.5% de los salarios (que dicho sea de paso es mucho mayor que el porcentaje de salarios inferior al mínimo para los hombres) era menor al mínimo. Es decir, a mitad de los noventa 9.5% de las personas cuyo ingreso por hora era inferior al salario mínimo por hora, estarían enfrentando una mayor probabilidad de volverse desempleados por el cumplimiento de la legislación salarial mínima en todo el mercado laboral.

El gráfico que ahora se muestra presenta la evolución del porcentaje de salarios por hora inferiores o iguales al salario mínimo por hora a lo largo del periodo 1990 – 2001:

De nuevo, desde el año 2000 el porcentaje de personas de la muestra con salarios inferiores al mínimo, fue mucho mayor que respecto al periodo 1993 - 1999, y resultó aún mayor para el 2001.

Esto lleva a inferir que la restrictividad potencial del salario mínimo fue superior para fines del periodo que se ha analizado (2000 – 2001) respecto a gran parte del periodo 1990 – 2001. El año con menor número de salarios inferiores al mínimo resultó ser: 1996.

Al igual que en el caso de los hombres, la cola de la densidad de salarios inferior al salario mínimo para cada año, no desaparece en ningún caso, pero lo que si se puede apreciar es, una vez más, la compresión que se ve para dicha cola de la densidad salarial para Junio de 2000 y Marzo de 2001 respecto al resto de estimaciones de densidades salariales.

% W´s <= Wmín 23.7%

16.0%13.4%

10.8%11.1%9.5%

12.6%11.0%

15.3%17.2%

22.3%

16.5%

0.0%

5.0%

10.0%

15.0%

20.0%

25.0%

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001

% W´s <= Wmín 23.7%

16.0%13.4%

10.8%11.1%9.5%

12.6%11.0%

15.3%17.2%

22.3%

16.5%

0.0%

5.0%

10.0%

15.0%

20.0%

25.0%

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001


56

Hombres B ás ic a Incomp let a 1990 – 20 01

Junio 1990

Junio 1991

Junio 1992

Junio 1993

Junio 1994

Junio 1995

Junio 1996

Junio 1997

Junio 1998

Junio 1999

Junio 2000

Marzo 2001


57

En la misma línea de la interpretación que se ha venido dando al conjunto de gráficos de densidades estimadas por Kernel, que en esta ocasión corresponden a los hombres con educación básica incompleta, se tiene a un grupo de personas que se encuentran trabajando en el sector informal.

Al obtener el porcentaje de salarios inferiores al mínimo, lo que puede concluirse es que el salario mínimo se ubicaba dentro de la distribución de salarios en una posición que, en caso que este se cumpliese institucionalmente, se eliminase la existencia de un porcentaje de salarios igual a 7.7% a mediados de los noventa. Es decir, a mitad de los noventa alrededor de 7.7% de las personas cuyo ingreso era inferior al salario mínimo, estarían enfrentando una alta probabilidad de volverse desempleados por el cumplimiento de la legislación salarial mínima en todo el mercado laboral.

El próximo gráfico muestra la evolución del porcentaje de salarios por hora inferiores o iguales al salario mínimo por hora a lo largo del periodo 1990 – 2001 para el subgrupo de la muestra para el que se estimaron las densidades salariales via Kernel:

De la misma forma que ocurrió con los hombres y mujeres, para los hombres con educación básica incompleta, desde el año 2000, el porcentaje de personas de la muestra con salarios inferiores al mínimo, supera al que se da a mediados de los noventa, siendo bastante mayor para el 2001.

Lo anterior lleva a pensar que la restrictividad potencial del salario mínimo fue mucho mayor para fines del periodo que se ha analizado (2000 – 2001) versus el periodo hasta mediados de los noventa, cuyos años con menores números de salarios menores que el mínimo fueron 1996 y 1998.

Si bien la cola de la densidad salarial inferior al salario mínimo para cada año del periodo estudiado, no desaparece en ningún año, lo que si se puede apreciar es la compresión que se ve para dicha cola de la densidad salarial para Junio de 2000 y Marzo de 2001 respecto al resto de estimaciones de densidades salariales.

% W´s <= Wmín

9.7% 9.4%

11.2%

18.7%

7.6%

8.8%

7.7%

10.2%10.1%

17.0%

14.7%

9.3%

0.0%

2.0%

4.0%

6.0%

8.0%

10.0%

12.0%

14.0%

16.0%

18.0%

20.0%

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001

% W´s <= Wmín

9.7% 9.4%

11.2%

18.7%

7.6%

8.8%

7.7%

10.2%10.1%

17.0%

14.7%

9.3%

0.0%

2.0%

4.0%

6.0%

8.0%

10.0%

12.0%

14.0%

16.0%

18.0%

20.0%

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001


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Muj er es B ás ic a Incomp let a 1990 – 20 01

Junio 1990

Junio 1991

Junio 1992

Junio 1993

Junio 1994

Junio 1995

Junio 1996

Junio 1997

Junio 1998

Junio 1999

Junio 2000

Marzo 2001


59

Finalmente, para el caso de las mujeres, quiénes han enfrentado mayor restrictividad potencial respecto de la que han enfrentado los hombres, en el Gran Santiago, en el periodo 1990 – 2001, lo que se presenta ahora, es cuál ha sido la situación de las mujeres con nivel educacional inferior al nivel de educación básica completa. De la misma manera que se vió para los hombres, un cierto número de mujeres con nivel escolar inferior al de básica completa, se encuentra laborando en el sector informal.

Al ver la evolución de los gráficos y cuantificar el porcentaje del total de salarios inferiores al mínimo, lo que puede extraerse es que el salario mínimo en muchos años del periodo 1990 – 2001, estaba por encima de al menos el 11.9% del total de salarios (que es el menor porcentaje que se da en el periodo de estudio y que ocurre en el año 1996).

El siguiente gráfico muestra la evolución del porcentaje de salarios por hora inferiores o iguales al salario mínimo por hora a lo largo del periodo 1990 – 2001:

Lo anterior permite concluir que la restrictividad potencial del salario mínimo es mucho mayor para las mujeres que para los hombres, y ésta fue mucho mayor para el año 2001.

Por último, y al igual que en los demás casos de los subgrupos muestrales ya presentados, la densidad salarial estimada para el subgrupo de mujeres con educación básica incompleta, experimenta una compresión que se ve para dicha cola de la densidad salarial en Junio de 2000 y Marzo de 2001 respecto al resto de estimaciones de densidades salariales.

El análisis estadístico y gráfico que se ha presentado ha buscado identificar la evolución de la restrictividad potencial del salario mínimo en Chile, específicamente en el Gran Santiago.

Del impacto visual de las mediciones y gráficos elaborados, lo que puede concluirse en cuanto al objetivo planteado para este trabajo, es que el año con menor restrictividad potencial es el año de 1996, mientras que el de mayor restrictividad potencial es el año 2001. Como se manifestó antes, el análisis hecho hasta ahora no pretende ser una afirrmación sine qua non, pero si ha pretendido dar una aproximación clara de cuán restrictivo ha sido el salario mínimo en el periodo 1990 – 2001. Es esta aproximación la que ahora da paso al análisis econométrico.

% W´s <= Wmín

14.1%

26.6%

15.7%

12.6%

13.1%

11.9%

15.6%13.5%

18.0%

21.2%

24.0% 25.0%

0.0%

5.0%

10.0%

15.0%

20.0%

25.0%

30.0%

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001

% W´s <= Wmín

14.1%

26.6%

15.7%

12.6%

13.1%

11.9%

15.6%13.5%

18.0%

21.2%

24.0% 25.0%

0.0%

5.0%

10.0%

15.0%

20.0%

25.0%

30.0%

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001


60

VVII .. 44 UUNN AA NN ÁÁ LL II SS II SS EE CC OO NN OO MM ÉÉ TT RR II CC OO ..

Con la finalidad de formalizar la inferencia que se ha derivado de los análisis estadístico y

gráfico, es que se presenta el siguiente análisis econométrico. En la metodología se indicó que la submuestra objeto de estudio de este análisis está conformada por los hombres asalariados, mayores o iguales a 18 años y menores o iguales a 65 años de edad. Sobre la base del análisis de mediciones de incidencia y gráficos de Kernel es que se ha optado por trabajar con los años 1996 (año que se califica como de menor restrictividad potencial del salario mínimo) y 2001 (año con mayor restrictividad potencial del salario mínimo).

Como una primera etapa de este análisis, se estima la ecuación de ingresos para cada submuestra de 1996 y 2001. Con dichas regresiones se estima el logaritmo del salario como un pago a las características de capital humano de las personas. Luego, este logaritmo del salario proyectado se compara con el logaritmo del salario mínimo para el año correspondiente, definiendo que una persona está restringida, si el logaritmo de su salario proyectado es inferior al logaritmo del salario mínimo. Esto permitirá comenzar el proceso de testeo de la hipótesis de la investigación. Lo que hasta acá se ha hecho es identificar a la población potencialmente restringida por el salario mínimo.

Una segunda etapa de este análisis, viene dada por estimar cómo se afecta la probabilidad de estar empleado ante el grado de restricción del salario mínimo, dado que la persona está restringida: lo cual constituye el testeo de la hipótesis de este trabajo.

VVII .. 44 ..AA II DD EE NN TT II FF II CC AA CC II ÓÓ NN DD EE II NN DD II VV II DD UU OO SS RR EE SS TT RR II NN GG II DD OO SS

PP OO RR EE LL SSAA LL AA RR II OO MM ÍÍ NN II MM OO

Se ha mencionado ya, que el subgrupo de hombres con que se trabaja, se caracteriza por

estar clasificado en la Encuesta de Ocupación y Desocupación de la Universidad de Chile, como “empleado” u “obrero”. Es decir, quiénes perciben, en caso de estar empleados, o percibieron, en caso de estar desocupados o inactivos, un salario a cambio de sus horas de trabajo.

Se considera conveniente comentar que se trabajará con dos tipos de subgrupos. Un primer subgrupo, es el que está compuesto por ocupados y desocupados. Los desocupados, son aquellos que buscan trabajo por primera vez, más los cesantes, quiénes han perdido su ocupación y buscan nuevamente trabajo durante la semana de referencia de la encuesta. En este caso, no se está tomando en cuenta a los inactivos. Se piensa que, dado que para Junio de 1996 el salario mínimo era poco restrictivo, la decisión de pasar de inactivo a desocupado u ocupado no es de esperar variase significativamente ante cambios en el salario mínimo relevante para ese año.

Por otro lado, sí se considera bastante restrictivo el piso salarial para el 2001, por lo que ante fijaciones de salario mínimo en Junio de cada año, y con la finalidad de no estimar regresiones en un punto en el tiempo en que puede esperarse se den por ejemplo, cambios en los flujos de inactivos a desocupados, es que se trabaja con Marzo de 2001: a esta fecha habrán pasado casi 10 meses desde la última alteración del salario mínimo, por lo que es de esperar los flujos de ese momento no desvirtúen los resultados del análisis econométrico.


61

Sin embargo, podría cuestionarse el hecho de trabajar sólo con ocupados y desocupados, pues algunos de los desocupados pueden haberse desincentivado a la búsqueda de trabajo, y pasar por tanto a estar inactivos. Es por ello, que el segundo subgrupo con que se trabajó, y aprovechando la clasificación de la encuesta de la Universidad de Chile, está compuesto por los ocupados, desocupados e inactivos con deseos de trabajar.

EECCUUAACCIIÓÓNN DDEE SSAALLAARRIIOOSS 11999966:: OOCCUUPPAADDOOSS YY DDEESSOOCCUUPPAADDOOSS..

A continuación se presentan los resultados de la estimación de salarios, ocupando al subgrupo de hombres ya señalado, aprovechando la encuesta de Junio de 1996. La regresión se realiza por el método de Heckman de dos etapas, buscando que los coeficientes de la ecuación de salarios estimada no experimenten el efecto de sesgo de selección.

Los resultados de la estimación se muestran ahora:

HECKMAN SELECTION MODEL -- TWO-STEP ESTIMATES Number of obs. = 2722 (regression model with sample selection) Censored obs. = 1822 Uncensored obs. = 900 Wald chi2(8) = 343.74 Prob > chi2 = 0.0000 Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] LSALARIO Esc 0.1419512 0.0118412 11.988 0.000 0.118743 0.1651595 Exp 0.1014247 0.0096763 10.482 0.000 0.0824594 0.1203899 Esc_Exp - 0.0032714 0.0004162 -7.860 0.000 -0.0040872 -0.0024557 Exp2 - 0.0010964 0.0001354 -8.099 0.000 -0.0013617 -0.000831 _Cons 10.01123 0.1536768 65.145 0.000 9.710033 10.31243 SELECT Emple 1.748048 0.1174627 14.882 0.000 1.517825 1.978271 Esc - 0.0529926 0.0122774 -4.316 0.000 -0.0770559 -0.0289292 Exp - 0.0378386 0.0105692 -3.580 0.000 -0.0585538 -0.0171235 Esc_Exp 0.0007948 0.000414 1.920 0.055 -0.0000166 0.0016061 Exp2 0.0001277 0.0001347 0.948 0.343 -0.0001363 0.0003917 Jefeh 0.1518973 0.0685864 2.215 0.027 0.0174704 0.2863242 _Cons - 0.1487178 0.1986744 -0.749 0.454 -0.5381125 0.2406768 MILLS Lambda -0.4736925 0.3684585 -1.286 0.199 -1.195858 0.2484728 Rho -0.63850 Sigma 0.7418805 Lambda -0.47369251 0.3684585


62

De la regresión anterior puede observarse que para explicar la variable dependiente LSALARIO (que corresponde al logaritmo natural del salario de una persona), las variables ESC (años de escolaridad), EXP (años de experiencia), ESC_EXP (producto de años de escolaridad por experiencia) y EXP2 (experiencia al cuadrado) son todas significativas. La regresión permite estimar que la rentabilidad promedio para la educación resultase igual a 7.94%. Por otro lado, la rentabilidad promedio de los años de experiencia fue igual a 3%. El retorno promedio a la escolaridad se calculó a partir de:

promedioescesc ExpEsc

Lsalario *exp_

.

Por otro lado, el retorno promedio a la experiencia se calculó a partir de:

promediopromedioesc ExpEscExp

Lsalario *2* 2expexp_exp

.

EECCUUAACCIIÓÓNN DDEE SSAALLAARRIIOOSS 22000011:: OOCCUUPPAADDOOSS YY DDEESSOOCCUUPPAADDOOSS..

La regresión estimada por el método de Heckman de dos etapas a partir de la encuesta de Marzo de 2001, se presenta a continuación:

HECKMAN SELECTION MODEL -- TWO-STEP ESTIMATES Number of obs. = 2429 (regression model with sample selection) Censored obs. = 1939 Uncensored obs. = 490 Wald chi2(8) = 205.38 Prob > chi2 = 0.0000 Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] LSALARIO Esc 0.2594197 0.0337061 7.697 0.000 0.1933569 0.3254825 Exp 0.1386336 0.0270774 5.120 0.000 0.0855628 0.1917043 Esc_Exp - 0.0050477 0.001222 -4.130 0.000 -0.0074428 -0.0026525 Exp2 - 0.0014056 0.0003163 -4.444 0.000 -0.0020255 -0.0007857 _Cons 8.894291 0.4926974 18.052 0.000 7.928621 9.85996 SELECT Emple 3.10722 0.1086132 28.608 0.000 2.894342 3.320098 Esc 0.0765806 0.0212383 3.606 0.000 0.0349542 0.1182069 Exp 0.0647763 0.0168665 3.841 0.000 0.0317186 0.0978341 Esc_Exp - 0.0032824 0.000892 -3.680 0.000 -0.0050307 -0.0015341 Exp2 - 0.0006784 0.0002388 -2.841 0.004 -0.0011464 -0.0002104 Jefeh 0.5597179 0.13859 4.039 0.000 0.2880865 0.8313494 _Cons - 2.381503 0.2603745 -9.146 0.000 -2.891827 -1.871178 MILLS Lambda 0.0431458 0.541996 0.080 0.937 -1.019147 1.105439 Rho 0.02567 Sigma 1.681044 Lambda 0.04314578 0.541996


63

La ecuación de salarios estimada para el año 2001, nuevamente refleja la significancia de las variables independientes que buscan explicar a la variable dependiente LSALARIO. En este caso, la rentabilidad promedio para la educación en el 2001 resultó igual a aproximadamente 14.36%8; mientras que la rentabilidad promedio de los años de experiencia fue igual a 5.6%.

EECCUUAACCIIÓÓNN DDEE SSAALLAARRIIOOSS 11999966:: OOCCUUPPAADDOOSS,, DDEESSOOCCUUPPAADDOOSS EE IINNAACCTTIIVVOOSS..

Al inicio de esta sección del trabajo, también se ha trabajado con la submuestra de ocupados, desocupados e inactivos. Para Junio de 1996, los inactivos se encontraban fuera de las características con las que se ha conformado la submuestra de estudio: hombres, mayores o iguales a 18 años y menores o iguales a 65 años, clasicados como empleados u obreros. Por ello, los resultados obtenidos en la regresión de esta submuestra, fueron exactamente los mismos a los presentados para el subgrupo de ocupados y desocupados.

HECKMAN SELECTION MODEL -- TWO-STEP ESTIMATES Number of obs. = 2722 (regression model with sample selection) Censored obs. = 1822 Uncensored obs. = 900 Wald chi2(8) = 343.74 Prob > chi2 = 0.0000 Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] LSALARIO Esc 0.1419512 0.0118412 11.988 0.000 0.118743 0.1651595 Exp 0.1014247 0.0096763 10.482 0.000 0.0824594 0.1203899 Esc_Exp - 0.0032714 0.0004162 -7.860 0.000 -0.0040872 -0.0024557 Exp2 - 0.0010964 0.0001354 -8.099 0.000 -0.0013617 -0.000831 _Cons 10.01123 0.1536768 65.145 0.000 9.710033 10.31243 SELECT Emple 1.748048 0.1174627 14.882 0.000 1.517825 1.978271 Esc - 0.0529926 0.0122774 -4.316 0.000 -0.0770559 -0.0289292 Exp - 0.0378386 0.0105692 -3.580 0.000 -0.0585538 -0.0171235 Esc_Exp 0.0007948 0.000414 1.920 0.055 -0.0000166 0.0016061 Exp2 0.0001277 0.0001347 0.948 0.343 -0.0001363 0.0003917 Jefeh 0.1518973 0.0685864 2.215 0.027 0.0174704 0.2863242 _Cons - 0.1487178 0.1986744 -0.749 0.454 -0.5381125 0.2406768 MILLS Lambda -0.4736925 0.3684585 -1.286 0.199 -1.195858 0.2484728 Rho -0.63850 Sigma 0.7418805 Lambda -0.47369251 0.3684585

8 Llama la atención el cambio en rentabilidad de la educación obtenido para el 2001 respecto a 1996. A priori no se encuentra una justificación para dicho resultado dentro de la presente investigación.


64

HECKMAN SELECTION MODEL -- TWO-STEP ESTIMATES Number of obs. = 3272 (regression model with sample selection) Censored obs. = 1946 Uncensored obs. = 1326 Wald chi2(8) = 182.65 Prob > chi2 = 0.0000 Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] LSALARIO Esc 0.2584713 0.0436175 5.926 0.000 0.1729825 0.3439601 Exp 0.1377026 0.039612 3.476 0.001 0.0600646 0.2153406 Esc_Exp - 0.0050185 0.0017321 -2.897 0.004 -0.0084133 -0.0016238 Exp2 - 0.0013917 0.0005588 -2.491 0.013 -0.0024869 -0.0002965 _Cons 8.912982 0.6285194 14.181 0.000 7.681107 10.14486 SELECT Emple 3.478007 0.0973841 35.714 0.000 3.287137 3.668876 Esc 0.0626133 0.0194094 3.226 0.001 0.0245716 0.1006549 Exp 0.0774698 0.0153563 5.045 0.000 0.0473719 0.1075677 Esc_Exp - 0.0027928 0.0007228 -3.864 0.000 -0.0042095 -0.0013761 Exp2 - 0.00115 0.000192 -5.988 0.000 -0.0015264 -0.0007736 Jefeh 0.6344819 0.1304179 4.865 0.000 0.3788675 0.8900962 _Cons - 2.700928 0.2543863 -10.617 0.000 -3.199516 -2.20234 MILLS Lambda -0.0191839 0.6553426 -0.029 0.977 -1.303632 1.265264 Rho -0.01143 Sigma 1.6790632 Lambda -0.01918389 0.6553426

EECCUUAACCIIÓÓNN DDEE SSAALLAARRIIOOSS 22000011:: OOCCUUPPAADDOOSS,, DDEESSOOCCUUPPAADDOOSS EE IINNAACCTTIIVVOOSS..

La estimación anterior, a diferencia de lo que ocurre con el hecho de trabajar con la muestra de Junio de 1996, sí presenta diferencias al incorporar a los inactivos con deseos de trabajar, en comparación con lo que se obtiene para el subgrupo sólo compuesto por los ocupados y desocupados. En esta ocasión de la estimación del subgrupo de ocupados, desocupados e inactivos para 2001, la tasa de rentabilidad promedio de la educación resultó ser igual a 15.27%, y la rentabilidad de los años de experiencia fue de 5.9%.

Ahora, lo que se busca es mostrar la identificación por características, de la población

restringida por el salario mínimo, que se pudo realizar sobre la base de las regresiones antes mostradas. Se presentan diversas tablas según las características de las personas, que buscan identificar el porcentaje de restringidos del total de personas que cumplen con una característica en particular. Se muestran tablas para los subgrupos que no incluyen a los inactivos, como para los que sí las incluyen. Todas las tablas se presentan para Junio de 1996, así como para Marzo de 2001.


65

Lo primero que se muestra es al número de restringidos (cuyo salario estimado es inferior

al salario mínimo) en 1996 ($58,900) y en 2001 ($100,000) respecto al total de personas de la población estudiada que cumplen con la característica de estar entre 18 y 65 años de edad. Lo primero que se nota es la gran diferencia entre el porcentaje de restringidos en Junio de 1996 (1.51%) respecto al porcentaje para Marzo de 2001 (12.27%).

JUNIO 1996 MARZO 2001

POBLACIÓN OBJETIVO Restringidos No Restringidos Restringidos No Restringidos

18 < = Edad < = 65 años 1.51 % 98.49 % 12.27 % 87.73 %

No incluye a los Inactivos con Deseos de Trabajar

Si se incluye a los inactivos con deseos de trabajar, como se mencionó anticipadamente, los restringidos no varían por no variar la estimación salarial. Sin embargo, el porcentaje de restringidos en Marzo de 2001 aumenta a 16.5%.


POBLACIÓN OBJETIVO Restringidos No Restringidos Restringidos No Restringidos

18 < = Edad < = 65 años 1.51 % 98.49 % 16.50 % 83.50 % Incluye a los Inactivos con Deseos de Trabajar

Si se hace un análisis similar por tramos de edad, se tiene lo siguiente:


EDAD Restringidos No Restringidos Restringidos No Restringidos

18 – 20 años 14.56 % 85.44 % 19.26 % 80.74 %

21 – 30 años 2.34 97.66 13.19 86.81

31 – 40 años 0.41 99.59 1.00 99.00

41 – 50 años 0.18 99.82 0.92 99.08

51 – 60 años 0.30 99.70 0.67 99.33

61 – 65 años 1.06 98.94 5.56 94.44 No incluye a los Inactivos con Deseos de Trabajar

Del cuadro anterior, se puede ver que para Junio de 1996 los más afectados por el salario mínimo son los más jóvenes del grupo de estudio, es decir, aquellos con 18 a 20 años de edad (14.56% de restringidos). Para Marzo de 2001, dicho porcentaje sube a 19.26%, y también se nota que el grupo entre 21 a 30 años tiene un 13.19% de restringidos, respecto al 2.34% de Junio de 1996.


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EDAD Restringidos No Restringidos Restringidos No Restringidos

18 – 20 años 14.56 % 85.44 % 22.62 % 77.38 %

21 – 30 años 2.34 97.66 14.16 85.84

31 – 40 años 0.41 99.59 1.25 98.75

41 – 50 años 0.18 99.82 0.87 99.13

51 – 60 años 0.30 99.70 0.28 99.72

61 – 65 años 1.06 98.94 1.19 98.81 Incluye a los Inactivos con Deseos de Trabajar

Al incluir a los inactivos con deseos de trabajar, Marzo de 2001 presenta un mayor

número de restringidos tanto para el grupo de 18 a 20 años, como para el de 21 a 30 años de edad (22.62% y 14.16% de restringidos respectivamente), respecto a los porcentajes que se obtienen al no incluir a los inactivos con deseos de trabajar.

En cuanto restrictividad del salario mínimo, dado un nivel de educación de básica incompleta o bien, para aquellos que tienen al menos educación media completa, se tiene que:


NIVEL EDUCATIVO Restringidos No Restringidos Restringidos No Restringidos

Básica Incompleta 3.48 % 96.52% 48.7% 51.3%

Al menos Educación Media Completa

1.13 % 98.87 % 1.04 % 98.96 %


Si se incluye a los inactivos con deseos de trabajar, en esta oportunidad, disminuye en aproximadamente 1% en comparación a la no inclusión de ellos en la estimación para Marzo de 2001:


NIVEL EDUCATIVO Restringidos No Restringidos Restringidos No Restringidos

Básica Incompleta 3.48 % 96.52% 47.77% 52.23%

Al menos Educación Media Completa

1.13 % 98.87 % 1.44 % 98.56 %

Incluye a los Inactivos con Deseos de Trabajar


67

Al analizar los restringidos de acuerdo a tramos de años de experiencia, se obtiene que para Junio de 1996 los más restringidos son aquellos con bajos niveles de experiencia, específicamente los de menos de 20 años de experiencia. En cambio, para Marzo de 2001 el porcentaje de restringidos es mucho mayor para los de menos de 10 años de experiencia (24.29%), así como para los de 10 a 20 años de experiencia (11.3%).

Por otro lado, también se notan más afectados los de 21 a 30 años de experiencia (6.67%),

al igual que los de más de 51 años de experiencia (2.04%), los cuales pueden verse afectados por una baja educación formal.


EXPERIENCIA Restringidos No Restringidos Restringidos No Restringidos

0 – 10 años 2.26 % 97.74 % 24.29 % 75.71 %

11 – 20 años 2.58 97.42 11.30 88.70

21 – 30 años 0.64 99.36 6.67 93.33

31 – 40 años 0.26 99.74 0.90 99.10

41 – 50 años 0.42 99.58 2.04 97.96

Más de 51 años 0.91 99.09 2.04 97.96 No incluye a los Inactivos con Deseos de Trabajar

Al incorporar a los inactivos con deseos de trabajar, se obtienen nuevamente porcentajes

de restringidos superiores a los que se tienen si éstos no se incluyen:


EXPERIENCIA Restringidos No Restringidos Restringidos No Restringidos

0 – 10 años 2.26 % 97.74 % 26.93 % 73.07 %

11 – 20 años 2.58 97.42 17.40 82.60

21 – 30 años 0.64 99.36 8.05 91.95

31 – 40 años 0.26 99.74 0.27 99.73

41 – 50 años 0.42 99.58 0.42 99.58

51 – 60 años 0.91 99.09 2.99 97.01 Incluye a los Inactivos con Deseos de Trabajar

Otra característica por las que se busca identificar a las personas restringidas y no restringidas, es de acuerdo al número de personas que constituyen el grupo familiar de los hombres para quiénes se ha estimado su salario.


68

Acá los resultados llaman bastante la atención:


NÚMERO DE PERSONAS

GRUPO FAMILIAR Restringidos No Restringidos Restringidos No Restringidos

1 – 3 personas 1.81 % 98.19 % 7.12 % 92.88 %

4 – 6 personas 1.14 98.86 12.33 87.67

7 – 9 personas 2.72 97.28 19.00 81.00

10 – 12 personas 3.12 96.88 42.86 57.14 No incluye a los Inactivos con Deseos de Trabajar

Se observa una asociación positiva entre el porcentaje de restringidos y el número de

personas que componen al grupo familiar. Los más restringidos resultan ser los que forman parte de grandes grupos familiares. Si bien esta restrictividad es inferior al 3.15% en Junio de 1996; para Marzo de 2001, el porcentaje de restringidos en cualquier categoría de grupos familiares, es mucho mayor al 3.15%.

Si se incluyen a los inactivos con deseos de trabajar, los resultados son bastante similares:


NÚMERO DE PERSONAS

GRUPO FAMILIAR Restringidos No Restringidos Restringidos No Restringidos

1 – 3 personas 1.81 % 98.19 % 12.19 % 87.81 %

4 – 6 personas 1.14 98.86 16.40 83.60

7 – 9 personas 2.72 97.28 23.04 76.96

10 – 12 personas 3.12 96.88 46.81 53.19 Incluye a los Inactivos con Deseos de Trabajar

Por último, se desea mostrar en la tabla siguiente el porcentaje de restringidos en los

sectores de actividad económica que captaron al mayor porcentaje de la fuerza de trabajo en la encuesta. Como ya se mencionó estos sectores son: Manufactura, Construcción y Comercio.


ACTIVIDAD ECONÓMICA Restringidos No Restringidos Restringidos No Restringidos

Manufactura 1.84 % 98.16 % 4.58 % 95.42 %

Construcción 2.41 97.59 6.76 93.24

Comercio 2.02 97.98 9.30 90.70 No incluye a los Inactivos con Deseos de Trabajar

Nuevamente, el porcentaje de restringidos es mayor para Marzo de 2001 versus Junio de

1996, independientemente del sector económico al que se pertenezca.


69

Lo mismo ocurre si se incluye a los inactivos con deseos de trabajar:


ACTIVIDAD ECONÓMICA Restringidos No Restringidos Restringidos No Restringidos

Manufactura 1.84 % 98.16 % 4.98 % 95.02 %

Construcción 2.41 97.59 7.06 92.94

Comercio 2.02 97.98 10.34 89.66 Incluye a los Inactivos con Deseos de Trabajar

VVII .. 44 ..BB II MM PP AA CC TT OO DD EE LL AA RR EE SS TT RR II CC TT II VV II DD AA DD PPOO TT EE NN CC II AA LL DD EE LL SSAA LL AA RR II OO MM ÍÍ NN II MM OO

SS OO BB RR EE LL AA PPRR OO BB AA BB II LL II DD AA DD DD EE QQ UU EE UU NN AA PPEE RR SS OO NN AA SS EE EE NN CC UU EE NN TT RR EE EE MM PP LL EE AA DD AA

Como última etapa de este análisis econométrico que se ha hecho, y dado que a partir de la estimación de salarios para los hombres de la submuestra de trabajo, sea que se incluyan a los ocupados y desocupados, o bien, a los ocupados, desocupados e inactivos, se plantea una regresión para testear la hipótesis planteada para este trabajo: se busca mostrar cómo se afecta la probabilidad de estar empleado, según sea la magnitud de la restrictividad del salario mínimo que enfrenta una persona que está restringida por el piso salarial.

En el modelo probit que se plantea, la variable dependiente (EMPLE) toma el valor de 1, si la persona se encuentra empleada, y 0 si la persona se encuentra desocupada, en caso de trabajar con ocupados y desocupados, o bien, desocupada o inactiva con deseos de trabajar, en caso de conformar la submuestra con ocupados, desocupados e inactivos.

Los resultados de la regresión para Junio de 1996, sea que se incluya a ocupados y

desocupados, o a ocupados, desocupados e inactivos con deseos de trabajar, son:

PROBIT ESTIMATES Number of obs = 40 LR chi2(1) = 1.73 Prob > chi2 = 0.1884 Log likelihood = -21.62839 Pseudo R2 = 0.0385 EMPLE Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] Rest - 2.47509 1.987076 -1.246 0.213 -6.369687 1.419507 _Cons - 0.3669546 0.3180595 -1.154 0.249 -0.9903397 0.2564305

Aquí se observa que la variable REST, que se construye como la diferencia entre el

logaritmo del salario mínimo y el logaritmo del salario proyectado, es decir, el grado de restrictividad del salario mínimo, no es significativa para determinar la probabilidad que una persona se encuentre empleada, dado que está restringida. Dado que esta variable se ha construido a partir de los años de escolaridad, años experiencia, años de escolaridad por experiencia, y años de experiencia al cuadrado, estas variables no se incluyen, tal como lo hacen Paredes y Riveros (1989), debido a la alta colinealidad entre REST y las variables recién mencionadas.


70

Para cuantificar el impacto marginal de la variable REST en la probabilidad de estar empleado, dado que se está restringido, se evalúa la función de densidad del probit en el promedio de la variable REST, y dicho valor se multiplica por el coeficiente de la variable REST, que es igual a – 2.47509; se obtiene lo siguiente:

PROBIT ESTIMATES Number of obs. = 40 LR chi2(1) = 1.73 Prob > chi2 = 0.1884 Log likelihood = -21.62839 Pseudo R2 = 0.0385 EMPLE dF/dx Std. Err. z P>|z| x-bar [ 95% C.I. ] Rest - 0.7677521 0.6039559 -1.25 0.213 0.138358 -1.95148 0.41598 obs. P 0.25 pred. P 0.239037 (at x-bar)

z and P>|z| are the test of the underlying coefficient being 0

El efecto marginal de la variable REST sobre la probabilidad de estar empleado no es significativo, por lo que se considera que la restrictividad del salario mínimo en este año de 1996, no fue importante; es decir, el salario mínimo en este año no se considera restrictivo, lo cual viene a confirmar lo inferido del análisis estadístico y gráfico.

Para Marzo de 2001, los resultados son bastante diferentes. Si se trabaja con el subgrupo

de ocupados y desocupados, se obtiene que:

PROBIT ESTIMATES Number of obs. = 295 LR chi2(1) = 157.97 Prob > chi2 = 0.0000 Log likelihood = -111.85631 Pseudo R2 = 0.4139 EMPLE Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] Rest - 2.24904 0.2591982 -8.677 0.000 -2.757059 -1.741021 _Cons 1.347322 0.1858874 7.248 0.000 0.9829894 1.711655


De esta regresión es bastante claro que la variable REST es significativa para explicar la probabilidad de que un individuo esté empleado. El impacto marginal de dicha variable es significativo, y como era de esperarse es negativo sobre la probabilidad de estar empleado. Es decir, se muestra que a mayor restrictividad del salario mínimo, menor es la probabilidad de que una persona esté empleada.


71

Si la variable REST toma su valor medio muestral, la probabilidad de que una persona esté empleada cae en 0.588, dado que está restringida.

PROBIT ESTIMATES Number of obs. = 295 LR chi2(1) = 157.97 Prob > chi2 = 0.0000 Log likelihood = -111.85631 Pseudo R2 = 0.4139 EMPLE dF/dx Std. Err. z P>|z| x-bar [ 95% C.I. ] Rest -0.5881762 0.053451 -8.68 0.000 1.00769 -0.692938 -0.483414 obs. P 0.3491525 pred. P 0.1790441 (at x-bar)



Lo anterior, indica que el salario mínimo para el año 2001 es importante en la determinación de la probabilidad de que una persona se encuentre empleada, dado que está restringida. Es decir, se confirma también la inferencia hecha de los análisis numéricos y gráficos, en el sentido que el piso salarial sí es restrictivo y de manera no despreciable en el año 2001.

Los resultados van en el mismo sentido si es que se trabaja con los ocupados, desocupados e inactivos con deseos de trabajar. Si bien el impacto marginal resultó menor al obtenido de trabajar con sólo los ocupados y desocupados, la restrictividad resultó significativa en la determinación de la probabilidad del estado que una persona esté empleada, dada su condición de estar restringida por el salario mínimo.

Los resultados de la estimación del modelo probit son los que a continuación se muestran:

PROBIT ESTIMATES Number of obs. = 537 LR chi2(1) = 67.92 Prob > chi2 = 0.0000 Log likelihood = -228.54206 Pseudo R2 = 0.1294 EMPLE Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] Rest - 1.088435 0.1647447 -6.607 0.000 -1.411329 -0.7655416 _Cons - 0.1695082 0.1092507 -1.552 0.121 -0.3836355 0.0446192



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Una vez más, la variable REST para Marzo de 2001 resulta altamente significativa. En esta ocasión, si la variable REST toma su valor medio muestral, la probabilidad de estar empleado, dado que se está restringido, cae en 0.24.

PROBIT ESTIMATES Number of obs. = 537 LR chi2(1) = 67.92 Prob > chi2 = 0.0000 Log likelihood = -228.54206 Pseudo R2 = 0.1294 EMPLE dF/dx Std. Err. z P>|z| x-bar [ 95% C.I. ] Rest - 0.2401991 0.0285645 -6.61 0.000 0.844048 -0.296184 -0.184214 obs. P 0.1918063 pred. P 0.1382534 (at x-bar)




73

VVIIII .. CCOO MM EE NN TT AA RR II OO SS FF II NN AA LL EE SS

En este trabajo se ha analizado estadísticamente, gráficamente y econométricamente, la evolución del grado de restrictividad potencial del salario mínimo, así como también se ha tratado de identificar quiénes se encuentran más restringidos por el salario mínimo, en diferentes momentos en el tiempo, dentro del periodo 1990 – 2001.

Para el análisis estadístico, se elaboraron mediciones numéricas que pretendieron percibir

la evolución de la incidencia del salario mínimo para los hombres, las mujeres, para los que trabajan en el sector manufacturero, sector construcción y el sector comercio, para los hombres y mujeres con nivel de educación básica incompleta y, hombres y mujeres con al menos educación media completa.

Los indicadores de incidencia del salario mínimo mensual y salario mínimo por hora

señalaron que a lo largo del periodo 1990 – 2001, las mujeres parecen haber enfrentado una mayor restrictividad que los hombres. Por otro lado, los tres sectores económicos con mayor participación de la fuerza laboral, han ido experimentando un alza en el porcentaje de su fuerza de trabajo restringida por el salario mínimo.

Como era de esperarse, aquellos con menor nivel educativo enfrentan mayor restrictividad

ante el salario mínimo; esto ocurre tanto para los hombres, como para las mujeres, pero dicha restrictividad se percibe mucho mayor para las mujeres.

Sobre el análisis gráfico, puede decirse que se mostró la existencia de un porcentaje que ha

ido en aumento de personas trabajando en el sector informal, pues cada vez más salarios por hora a fines del periodo de estudio, estaban por debajo del salario mínimo por hora. En cuanto a los hombres, el 16.7% de los salarios por hora resultó inferior al salario mínimo por hora, mientras que para las mujeres, dicho porcentaje fue de 23.7%; ambos porcentajes para el año 2001.

Al igual que se detectó del análisis estadístico, los que enfrentan mayor restrictividad

potencial de acuerdo al analisis gráfico, por la presencia del salario mínimo son aquellos con menor nivel educativo: el 18.7% de los salarios por hora de los hombres con básica incompleta, durante el 2001, fue inferior al piso salarial fijado por ley en términos de horas. Sobre las mujeres con básica incompleta, en el año 2001, el 26.6% de los salarios por hora estaba por debajo del mínimo por hora.

Del análisis estadístico y gráfico se visualizó que la restrictividad potencial del salario

mínimo ha ido en aumento. El año de menor restrictividad se considera es el de 1996, mientras que la mayor incidencia se ha dado durante el año 2001. Estos dos análisis sirvieron como preámbulo al análisis econométrico, y permitieron identificar los años para los que se estimaron regresiones que permitiesen testear formalmente, la hipótesis de la investigación del estudio: a mayor restrictividad del salario mínimo, menor es la probabilidad de que una persona se encuentre empleada, dado que está restringida. Por ello se estimaron regresiones para 1996, año identificado como de menor incidencia, y para el 2001, año de mayor restrictividad del salario mínimo.


74

El resultado esperado, dado lo observado en los análisis estadístico y gráfico, es que la restrictividad del salario mínimo no fuese importante para afectar la probabilidad de estar empleado, para Junio de 1996, pero sí lo fuese para Marzo de 2001.

Lo que se hizo para verificar estas ideas, fue estimar una ecuación de salarios para los

hombres, mayores o iguales a 18 años y menores o iguales de 65 años de edad, clasificados como obreros y empleados, a partir de la muestra de Junio de 1996 y de la de Marzo de 2001.

Las ecuaciones de salarios estimadas se hicieron para dos tipos de submuestras: una que

incluyó a los ocupados y desocupados, y otra que estaba compuesta por los ocupados, desocupados e inactivos con deseos de trabajar.

Para la estimación de 1996, los resultados con ambos subgrupos fueron iguales: se obtuvo

una tasa de rentabilidad promedio de la educación igual a 7.94%, mientras que la rentabilidad de los años de experiencia se estimó en 3%.

A partir de esta regresión, se estimaron los salarios para la submuestra de ocupados y

desocupados, determinándose que el porcentaje de restringidos por el salario mínimo sea que se clasifique a la población por edad, experiencia, número de personas que componen el grupo familiar al que se pertenece, sector en que se trabaje, resultó ser significativamente inferior a los mismos porcentajes obtenidos a partir de la encuesta de Marzo de 2001.

Al usar la encuesta de Marzo de 2001, y estimar la regresión de salarios, para la submuestra

de ocupados y desocupados, se obtuvo una tasa promedio de rentabilidad escolar igual a 14.36% y, una tasa de retorno a los años de experiencia de 5.6%.

Cuando se utilizó el subgrupo de ocupados, desocupados e inactivos con deseos de

trabajar, la tasa de retorno a los años de escolaridad obtenida fue de 15.27%, mientras que dicha tasa para la experiencia laboral resultó ser de 5.9%.

Con ambos subgrupos, se encontró que los más restringidos por el salario mínimo son en

general, los más jóvenes (aquellos entre 18 y 20 años de manera especial); la incidencia del salario mínimo aumenta si la persona tiene menor dotación de capital humano, es decir, para aquellos con menor número de años de experiencia y menor nivel escolar alcanzado.

Otro aspecto bastante notable, es que puede afirmarse que, una parte significativa de

aquellos dentro de la muestra que pertenecen a un grupo familiar numeroso, están afectos en forma importante por el salario mínimo.

Finalmente, en lo que respecta a los resultados, una vez que se identificó a los restringidos

por el salario mínimo, se estimaron modelos probit para 1996 y 2001, trabajando de nuevo con los dos tipos de subgrupos, a partir de los cuales se generó la regresión salarial.


75

El resultado de dicho ejercicio, permitió corroborar lo inferido del análisis gráfico y estadístico: la restrictividad potencial del salario mínimo no resultó significativa en 1996, para afectar la probabilidad de estar empleado, dado que se está restringido.

Sin embargo, para los dos tipos de subgrupos con que se ha venido trabajando, el mismo

ejercicio para Marzo de 2001, arrojó un resultado totalmente diferente al obtenido con los datos de la encuesta de Junio de 1996: la restrictividad del salario mínimo resultó significativa para explicar la probabilidad de estar empleado, y el impacto marginal promedio fue de – 0.5881, al trabajar con ocupados y desocupados; mientras que fue de – 0.2402, al utilizar a los ocupados, desocupados e inactivos con deseos de trabajar.

Una conclusión de política pública que puede derivarse del estudio que se ha realizado,

por lo menos para el Gran Santiago, donde se ubican los individuos de la encuesta que se ha utilizado, es que los efectos de cambios en el salario mínimo en Chile, a partir del nivel que se ha ido fijando por ley a fines del periodo de estudio (2000 – 2001), que a la luz de los resultados de la investigación se ha considerado como restrictivo, sobre todo para un grupo importante de la población, dentro del cual están seguramente aquellos que implícitamente se desea proteger con dicha norma institucional propia del mercado laboral, no son nulos, y mucho menos es de esperar, sobre la base de los resultados obtenidos, sean positivos sobre el empleo.

Lo que se considera, es que para los grupos más restringidos (más jóvenes, de baja calificación y experiencia, por ejemplo), la política salarial mínima puede generar efectos contrarios a los deseados, por lo que decisiones en cuanto a alteraciones del mismo, deben abordarse con pleno conocimiento de la realidad en que se vive, y no con base en suposiciones o criterios idealistas, ni buscando satisfacer demandas de un grupo determinado de la sociedad, sino considerando que al variarse el piso salarial, puede no beneficiarse, sino afectarse negativamente a quiénes realmente se intenta proteger. Y es esto último, lo que se considera como la principal reflexión del trabajo realizado.


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