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Changes in the structure of urban wages in Colombia, 1984-2000

Authors:

Abstract and Figures

Between 1984 and 2000 important variations were registered in the relationship of the wages between workers of higher and lower education levels that altered the degree of inequality in the distribution of labor income. Between 1992 and 1998 there was an increase in the above mentioned relationship that probably contributed to an explanation of the reversion in the previous trend of income deconcentration. Our estimates indicate that such movements of wages were caused by changes in the relationship between demand and supply of workers with different education levels, in accordance with the conventional model of wage determination. Moreover, we don't reject the hypothesis of the occurrence of an intensivetechnical change in the use of workers with higher education levels during the nineties, whose effect on demand was so high that it could not be compensated by the increases in supply.
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Lecturas de Economía
Lect. Econ.
No. 63. Medellín, julio-diciembre 2005
7
Lecturas de Economía, 63 (julio-diciembre), pp. 7-39. © Universidad de Antioquia - Lecturas de Economía, 2005.
Cambios en la estructura de los salarios
urbanos en Colombia 1984-2000
Luis Eduardo Arango, Carlos Esteban Posada y José Darío Uribe
*
–Introdución. –I. Hechos y preguntas. –II. Un análisis con cuatro categorías
de trabajadores según nivel educativo. –III. Una interpretación de los hechos con
dos categorías de trabajadores. –Conclusiones. –Bibliografía.
Primera versión recibida en ***de**; versión final aceptada en julio de 2005 (eds.)
Introducción
Entre mediados del decenio de los 80 y finales de los 90 del siglo anterior
se observó un aumento del grado de concentración del ingreso en Colombia,
medido por el coeficiente Gini. Este cambio ocurrió en el sentido contrario
al que se había observado desde principios de los años 70, de acuerdo con las
estimaciones de la CEPAL (1986) y de Londoño (1995).
La hipótesis más generalizada entre los analistas colombianos para explicar
el aumento en la concentración del ingreso durante los últimos dos decenios del
siglo pasado es similar a la avanzada previamente en Estados Unidos (Katz y
Autor, 1999; Acemoglu, 2000) para explicar allí un fenómeno semejante. Dicha
hipótesis afirma que un cambio técnico intensivo en trabajo calificado fue la
* Luís Eduardo Arango, Gerente General Banco de la República. Carlos Esteban Posada Posada,
investigador, Unidad de Investigaciones Económicas, Banco de la República. José Darío Uribe,
investigador, Unidad de Investigaciones Económicas, Banco de la República. El contenido de este
documento es de la responsabilidad exclusiva de sus autores y no compromete, por tanto, al Banco
de la República, ni a la Junta Directiva. Los autores agradecen la colaboración de José Fernando
Escobar y el apoyo de Lina Marcela Cardona e Inés Paola Orozco.
8
Arango, Posada y Uribe: Cambios en la estructura de los salarios urbanos en Colombia (1984-2000)
causa del aumento de los salarios de los trabajadores de mayor nivel educativo
con respecto al de los trabajadores de baja calificación.
Este documento analiza la evolución de los salarios reales de los asalariados
—empleados y obreros— ocupados de tiempo completo —al menos 40 horas
semanales— entre el primer trimestre de 1984 (1984:1) y el cuarto trimestre de
2000 (2000:4), utilizando la información de las encuestas de hogares del DANE
para siete ciudades. Nuestro objetivo es estudiar algunos aspectos de las
modificaciones en la estructura salarial y analizar la posibilidad de que hayan sido
causadas por un cambio técnico sesgado hacia el uso de trabajo calificado. Para
verificar la hipótesis anterior se estudia el comportamiento de los salarios reales
teniendo en cuenta el nivel educativo de los asalariados con tales características.
Los resultados indican que la concentración de los salarios aumentó a favor de
las personas que tienen mayores niveles de educación.
Lo anterior bastaría para sugerir que el aumento del coeficiente Gini en
Colombia durante los dos últimos decenios puede explicarse con base en la
hipótesis anterior puesto que la relación entre salarios del trabajo calificado
y del no calificado en el sector formal muestra aumentos significativos y
persistentes.
El contenido del presente trabajo se divide en dos partes. En la primera
presentamos una descomposición del coeficiente Gini de los ingresos salaria-
les —asalariados de tiempo completo— a través de todo el período mencionado
de acuerdo con niveles educativos, género y sector laboral —público y privado—
de los asalariados. Dicha descomposición sigue la metodología de Shorrocks
(1982) y se constituye en una primera aproximación al entendimiento del
aumento del grado de concentración del ingreso.
La segunda parte se desarrolla siguiendo la línea trazada por Katz y Murphy
(1992), Autor, Katz y Krueger (1998) y Katz y Autor (1999).
1
De acuerdo con
este enfoque, se suponen distintos valores para la elasticidad de sustitución entre
trabajo calificado
2
y no calificado, en una función de producción que es
compatible con cambio técnico no neutral. Con base en lo anterior, se hacen
1 Heckman, Lochner y Taber (1998) también se refieren a este enfoque en su motivación.
2 Esta categoría incluye personas con título universitario, que más adelante denominamos profe-
sionales, y profesionales equivalentes pues consideramos no solamente profesionales sino
también personas que han cursado estudios durante por lo menos 14 años.
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9
inferencias sobre los cambios en la oferta y la demanda relativas a partir de
algunos supuestos adicionales.
Este tipo de análisis ya había sido realizado en Colombia por Cárdenas
y Bernal (1999) y Santamaría (2001). Sin embargo, nuestro trabajo difiere de
estos no solo en el período muestral
3
sino también en que nosotros descom-
ponemos el indicador de desigualdad en la distribución del ingreso salarial y
nos concentramos en el caso de los asalariados de tiempo completo.
El documento consta de cuatro secciones además de esta introducción. En
la primera sección se muestra lo que sucedió en Colombia en materia de salarios
relativos diferenciando por sector y género y propone argumentos para entender
los resultados. La tercera sección ofrece un análisis con un mayor nivel de
desagregación, al diferenciar también por nivel de capacitación, y una descom-
posición detallada del coeficiente Gini. La cuarta sección presenta los resultados
de un análisis menos desagregado pero sometido a una mayor formalidad y
precisión. Por último, la cuarta resume el contenido del documento y presenta
algunas conclusiones.
I. Hechos y preguntas
En esta sección utilizamos los resultados de la ENH que cubre el período
1984:1 2000:4, y distinguimos las categorías de empleados y obreros para el
caso de los asalariados de tiempo completo —40 horas o más a la semana—
en zonas urbanas —siete principales ciudades—. Para expresar el salario
monetario nominal de empleados y obreros en términos reales lo deflactamos
por el índice de precios al consumidor para ingresos medios y bajos,
respectivamente. Excluimos patronos, trabajadores cuenta propia, emplea-
dos de tiempo parcial y sub-empleados y empleados del servicio doméstico,
con el propósito de acercarnos más al concepto de trabajo asalariado en el
sector formal de la economía.
3 Nosotros incluimos todas las etapas de la Encuesta Nacional de Hogares (1984:1-2000:4) para siete
ciudades mientras que Cárdenas y Bernal (1999) abarcan el período 1976-1996, y Santamaría (2001)
analiza sólo las etapas de cobertura nacional de la ENH durante el período 1978-1998. Reciente-
mente, Tribín (2004) realizó un análisis de la desigualdad del ingreso salarial de los hombres en
Bogotá.
10
Arango, Posada y Uribe: Cambios en la estructura de los salarios urbanos en Colombia (1984-2000)
A. ¿Qué ha pasado con el salario real?
La evolución del salario real promedio constituye el punto de partida para
analizar la estructura salarial. De acuerdo con el lado izquierdo del Gráfico 1, los
salarios reales medios de hombres y mujeres presentaron, primero, un decreci-
miento, que duró hasta 1992, y, luego, un aumento entre ese año y 1999. Durante
el último año parece registrarse una caída de ambos salarios.
El lado derecho del mismo gráfico sugiere que los salarios reales del sector
público son mayores pero tanto estos como los del sector privado presenta-
ron tendencias al alza desde 1992. En el sector privado se presentó, sin
embargo, una tendencia a la baja durante los últimos dos años.
4
De cualquier
manera, y sea cual sea la clasificación, por género o por sector, estamos
hablando de salarios reales más altos en el año 2000 que en 1984.
Gráfico 1. Logaritmo del salario real promedio por género
según la ENH (1984:1-2000:4)
10,6
10,7
10,8
10,9
11,0
11,1
11,2
11,3
19841
19844
19853
19862
19871
19874
19883
19892
19901
19904
19913
19922
19931
19934
19943
19952
19961
19964
19973
19982
19991
19994
20003
Hombres Mujer es
10,6
10,8
11,0
11,2
11,4
11,6
11,8
19841
19844
19853
19862
19871
19874
19883
19892
19901
19904
19913
19922
19931
19934
19943
19952
19961
19964
19973
19982
19991
19994
20003
P úbli co Privado
4 Pueden ser varias las razones que justifican la pertinencia de un análisis que distinga entre los
comportamientos temporales de los salarios en los sectores privado y público, entre ellas las
eventuales diferencias en los mecanismos utilizados para establecer sus niveles. Dos artículos
importantes sobre este asunto son los de Van der Gaag y Vijverberg (1988) y Jovanovic y Lokshin
(2004).
Fuente: Cálculos de los autores con base en ENH-DANE.
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11
B. ¿Qué ocurrió con la distribución del ingreso salarial entre 1984
y 2000?
De acuerdo con el pánel de la izquierda del Gráfico 2, que presenta la
evolución del coeficiente Gini para hombres y mujeres vinculados al sector
público, durante el período muestral el ingreso salarial de los trabajadores con
salarios más altos —y, presumiblemente, mayor nivel educativo— se elevó en
relación con el de los de menor salario. Algo similar sucedió con el coeficiente
Gini para hombres y mujeres del sector privado (pánel derecho del Gráfico 2). Sin
embargo, se observa que su comportamiento ha sido menos errático que en el
caso del sector público.
Gráfico 2. Coeficiente Gini para la distribución de salarios reales de empleados y obreros
Evolución de coeficientes Gini sector público Evolución de coeficientes Gini sector privado
5 En cada sub-período hay diecisiete etapas de la ENH.
0,25
0,30
0,35
0,40
0,45
0,50
0,55
19841
1984 3
19851
1985 3
19861
1986 3
19871
1987 3
19881
1988 3
19891
1989 3
19901
1990 3
19911
19913
19921
1992 3
19931
1993 3
19941
19943
19951
19953
19961
19963
19971
19973
1998 1
19983
1999 1
19993
2000 1
20003
Mujeres Hombres
0,25
0,30
0,35
0,40
0,45
0,50
19841
19843
1985 1
19853
19861
1986 3
19871
19873
19881
19883
19891
19893
19901
19903
19911
19913
19921
1992 3
19931
19933
1994 1
19943
19951
1995 3
19961
19963
1997 1
19973
19981
1998 3
19991
19993
20001
20003
Muje res Hombres
Fuente: Cálculos de los autores con base en ENH-DANE.
En consecuencia, la concentración del ingreso laboral aumentó en el sector
formal urbano del país. Es más, de acuerdo con el Gráfico 2, si bien la
concentración de los ingresos salariales es mayor entre hombres que entre
mujeres la diferencia se ha reducido y en los últimos años los ingresos de las
mujeres son casi tan concentrados como los de los hombres.
En la Tabla 1, que contiene el coeficiente Gini promedio para distintos sub-
períodos
5
de la ENH, se observa cómo aumentó el grado de concentración del
ingreso salarial durante el período analizado. Apoyados en la metodología de
12
Arango, Posada y Uribe: Cambios en la estructura de los salarios urbanos en Colombia (1984-2000)
Shorrocks (1982)
6
se puede señalar que si la población objetivo hubiera estado
integrada solamente por hombres la desigualdad observada habría sido mayor a
lo largo del período que si aquella hubiera estado integrada solo por mujeres. Por
ejemplo, durante el último sub-período (1996:4-2000:4) el coeficiente Gini
promedio (0,4186) fue el resultado de una mayor desigualdad introducida por los
asalariados (0,2750) que por las asalariadas (0,1436). Así mismo, la contribución
a la desigualdad de los hombres vinculados al sector privado fue mayor (0,1708)
que la de los asalariados en el sector público (0,1042). En el caso de las mujeres
las contribuciones no fueron sensiblemente distintas entre los sectores público
y privado.
Tabla 1. Descomposición del coeficiente de Gini por género y sector
6 Se trata de una técnica para descomponer las medidas de desigualdad en la distribución del ingreso.
La descomposición debe cumplir con una serie de propiedades. Para el caso particular del coeficiente
Gini, el cálculo pasa por la obtención de una medida aproximada de la descomposición para cada
uno de los subgrupos (heterogéneos) que componen la muestra total o la población.
7 Debido a posibles problemas de confiabilidad en la información suministrada y de truncamiento
en el proceso de recolección y registro se eliminan los percentiles 1 a 9 y 91 a 100.
Período Coeficiente Hombres Mujeres Sector Sector
Gini total Sub total Público Privado Sub total Público Privado Público Privado
84:1 – 88:1 0,3608 0,291 0,1027 0,1884 0,0698 0,0441 0,0257 0,1468 0,214
88:2 – 92:2 0,3595 0,2728 0,0978 0,175 0,0867 0,0466 0,0401 0,1445 0,215
92:3 –96:3 0,4063 0,2902 0,0835 0,2067 0,1161 0,0466 0,0695 0,1301 0,2761
96:4 –00:4 0,4186 0,275 0,1042 0,1708 0,1436 0,066 0,0776 0,1701 0,2485
Fuente: Cálculos de los autores con base en ENH-DANE.
Las dos últimas columnas de la derecha de la Tabla 1, en las que se
descompone el coeficiente Gini entre sectores público y privado, sugieren que la
desigualdad sería menor en ausencia de las diferencias introducidas por este
último sector.
Para reforzar la evidencia de un aumento en la concentración del ingreso
salarial, se analiza la variación promedio del logaritmo del salario real por
percentil de ingresos para hombres y mujeres en los sectores público y privado
7
(Gráfico 3). En el lado izquierdo, correspondiente a los hombres, se observa que
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quienes estuvieron vinculados al sector público vieron incrementar su salario real
durante el período de análisis excepto si pertenecieron a los percentiles 10, 11 y
12. Para los vinculados al sector privado la historia fue diferente ya que en ningún
percentil se registraron incrementos en el salario real; dada la importancia relativa
del empleo privado en el empleo total, y dado el ya mencionado comportamiento
del salario público, solamente los hombres con salarios en los percentiles 82 a 90
vieron algún incremento en el salario real durante el período de la ENH.
Gráfico 3. Variación anual promedio del logaritmo del salario realpor percentil de
ingresos según la ENH
8 Con este porcentaje (24%) se llega al 90%, límite superior de este ejercicio.
9 La falta de armonía en los movimientos de las curvas (total y sector privado) de la diferencia anual
promedio en el logaritmo del salario real por percentil se debe a la falta de uniformidad de las
distribuciones del ingreso salarial de los sectores público y privado.
-0,02
-0,01
0,00
0,01
0,02
P_10
P_14
P_18
P_22
P_26
P_30
P_34
P_38
P_42
P_46
P_50
P_54
P_58
P_62
P_66
P_70
P_74
P_78
P_82
P_86
P_90
Privado Público Total
-0,02
-0,01
0,00
0,01
0,02
0,03
P_10
P_14
P_18
P_22
P_26
P_30
P_34
P_38
P_42
P_46
P_50
P_54
P_58
P_62
P_66
P_70
P_74
P_78
P_82
P_86
P_90
Privado P úblico Total
Hombres Mujeres
Fuente: Cálculos de los autores con base en ENH-DANE.
La situación de las mujeres —lado derecho del Gráfico 3— empleadas en el
sector público fue bastante similar a la de los hombres del mismo sector; esto es,
percibieron aumentos de su salario real, pero, a diferencia de aquellos, no hubo
excepciones en ningún percentil de la distribución. En el caso de las mujeres del
sector privado, salvo quienes pertenecieron a los percentiles más bajos y algunos
intermedios, la distribución de sus salarios se ha vuelto más asimétrica en favor
de las de más altos salarios: a partir del percentil 66 se registran cambios positivos
en el logaritmo del salario real. En otras palabras, solamente el salario real de las
mujeres que pertenecen al 24% con más altos salarios tuvo incrementos.
8
Esta
14
Arango, Posada y Uribe: Cambios en la estructura de los salarios urbanos en Colombia (1984-2000)
situación es bastante similar a la ocurrida con el crecimiento del salario real para
el total de las mujeres.
9
C. ¿Qué puede haber detrás de los hechos anteriores?
El aumento en la concentración de los salarios en Colombia ha dado lugar
a varias hipótesis, algunas de las cuales sugieren que la mayor concentración de
los salarios se ha dado en favor de las personas que tienen mayores niveles de
educación. Esa es la hipótesis que contrastamos en este trabajo utilizando el
enfoque de Katz y Murphy (1992), Autor et al. (1998) y Katz y Autor (1999).
Cárdenas y Bernal (1999) afirmaron que el proceso de apertura (comercial
y de capitales) llevado a cabo en Colombia al comienzo del decenio de los 90
pudo haber generado un aumento en la demanda por mano de obra calificada que
no fue compensado por aumentos equivalentes en la oferta, induciendo, así, un
aumento en los salarios relativos. Con la misma metodología aplicada en este
trabajo encontraron que, entre 1976 y 1996, los salarios de los más educados se
incrementaron en relación con los de menor capacitación. Sus resultados
sugieren que los cambios en la demanda han sido decisivos en la determinación
de la prima de educación-capacitación.
El estudio de Santamaría (2001) consideró, para el caso urbano, distintos
grupos de personas diferenciando por género, nivel educativo y experiencia,
incluyendo a quienes trabajaban más de 20 horas semanales y a los ocupados
“cuenta-propia”. Su primera revisión de la evidencia indicó que en los años 90
el grupo que aumentó más sus ingresos fue el de las mujeres con educación
universitaria completa y, después, el de hombres con nivel similar de educación.
En el período previo, entre 1978 y 1988, se había reducido la desigualdad de
ingresos pero, después, se revirtió la tendencia.
Para explicar lo anterior Santamaría (2001) utilizó inicialmente el esquema
de Katz y Murphy (1992); posteriormente hizo explícito el rol del comercio
internacional transformando los flujos comerciales en sus equivalentes en
“importaciones y exportaciones de trabajadores”; luego incorporó de manera
explícita el cambio técnico y finalmente abordó el tema de la discriminación de
mujeres en el campo laboral. También empleó un modelo estadístico no
paramétrico para someter nuevamente a prueba las hipótesis que había evaluado
antes.
Lecturas de Economía
Lect. Econ.
No. 63. Medellín, julio-diciembre 2005
15
Los resultados de ambos métodos permitieron a Santamaría concluir que en
los años 90 se produjo mayor concentración del ingreso por aumentos de la
demanda —neta de oferta— de trabajadores altamente calificados debido a un
cambio técnico sesgado
10
y no a la apertura de la economía, aunque ésta sí
contribuyó al aumento del diferencial entre trabajadores con educación univer-
sitaria y trabajadores con educación secundaria. El aumento de los ingresos de
las mujeres se explica en parte por reducción de la discriminación.
Para tener mayor confianza al evaluar la hipótesis consideramos, como ya se
dijo, el caso de los trabajadores asalariados urbanos con jornadas de 40 ó más
horas semanales —excluyendo, por tanto, trabajadores cuenta propia, sub-
empleados por duración de jornada, otros trabajadores que sólo quieren trabajar
menos de 40 horas, patronos, servidores domésticos y desempleados—
11
.
II. Un análisis con cuatro categorías de trabajadores
según nivel educativo
Para explorar la hipótesis según la cual el mercado de trabajo ha generado
más oportunidades para quienes tienen mayor nivel educativo, en esta sección
distinguimos cuatro grupos: el primero está constituido por quienes tienen menos
de seis años de educación y que denominaremos el grupo L
1
; el segundo grupo
se compone por quienes tienen seis o más años de educación y once años o menos
(L
2
); el tercer grupo es el de quienes tienen más de once y hasta catorce años de
estudios (L
3
); y, finalmente, el cuarto grupo está conformado por quienes tienen
más de catorce años de estudios, es decir, por quienes tienen estudios profesio-
nales o, incluso, más avanzados (L
4
).
A. Los salarios relativos
El Gráfico 4 muestra el logaritmo del salario real para cada uno de los cuatro
grupos por género y sector. En primer lugar, independientemente del género y del
10 Esta hipótesis fue aceptada también por Vélez et al. (2003, pp. 66 y ss.).
11 Con las cifras de la encuesta de hogares (etapas entre 1978 y 1997) Sánchez y Núñez (1998) estimaron
un modelo de determinación del cambio en los ingresos laborales urbanos (7 ciudades). Los
ingresos laborales incluyen los de ocupados por cuenta propia, sub-empleados, trabajadores de
tiempo parcial y patronos. Su conclusión más importante es la siguiente: el factor que más
contribuyó a la desigualdad de los ingresos fue la concentración de la educación. De acuerdo con
sus resultados entre 1992 y 1996 aumentó la demanda relativa por trabajadores con educación
superior completa.
18
Arango, Posada y Uribe: Cambios en la estructura de los salarios urbanos en Colombia (1984-2000)
no asalariados, sub-empleados, etc.— de ambos grupos con el propósito de
capturar algún movimiento importante en la oferta relativa.
Gráfico 5. Relación de empleos, salarios, ingresos salariales y PEA de personas
con alta calificación (L
4
) con las de nivel de calificación medio-alto (L
3
)
W4/W3
1,20
1,40
1,60
1,80
2,00
1984 Q 1
1984 Q3
1985 Q 1
1985 Q 3
1986 Q1
1986 Q 3
1987 Q 1
1987 Q3
1988 Q1
1988 Q 3
1989 Q1
1989 Q3
1990 Q 1
1990 Q3
1991 Q1
1991 Q 3
1992 Q 1
1992 Q3
1993 Q 1
1993 Q 3
1994 Q1
1994 Q3
1995 Q 1
1995 Q3
1996 Q1
1996 Q 3
1997 Q1
1997 Q3
1998 Q 1
1998 Q 3
1999 Q1
1999 Q 3
2000 Q 1
2000 Q3
L4/L3
1,6
1,8
2,0
2,2
2,4
1984 Q1
1984 Q3
1985 Q1
1985 Q3
1986 Q1
1986 Q3
1987 Q1
1987 Q3
1988 Q1
1988 Q3
1989 Q1
1989 Q3
1990 Q1
1990 Q3
1991 Q1
1991 Q3
1992 Q1
1992 Q3
1993 Q1
1993 Q3
1994 Q1
1994 Q3
1995 Q1
1995 Q3
1996 Q1
1996 Q3
1997 Q1
1997 Q3
1998 Q1
1998 Q3
1999 Q1
1999 Q3
2000 Q1
2000 Q3
(W4/ W3)*(L4 /L3)
2,0
2,5
3,0
3,5
4,0
4,5
1984 Q1
1984 Q3
1985 Q1
1985 Q3
1986 Q1
1986 Q3
1987 Q1
1987 Q3
1988 Q1
1988 Q3
1989 Q1
1989 Q3
1990 Q1
1990 Q3
1991 Q1
1991 Q3
1992 Q1
1992 Q3
1993 Q1
1993 Q3
1994 Q1
1994 Q3
1995 Q1
1995 Q3
1996 Q1
1996 Q3
1997 Q1
1997 Q3
1998 Q1
1998 Q3
1999 Q1
1999 Q3
2000 Q1
2000 Q3
PEA4 /P EA3
1,7
1,9
2,1
2,3
2,5
2,7
2,9
1984 Q1
1984 Q3
1985 Q1
1985 Q3
1986 Q1
1986 Q3
1987 Q1
1987 Q3
1988 Q1
1988 Q3
1989 Q1
1989 Q3
1990 Q1
1990 Q3
1991 Q1
1991 Q3
1992 Q1
1992 Q3
1993 Q1
1993 Q3
1994 Q1
1994 Q3
1995 Q1
1995 Q3
1996 Q1
1996 Q3
1997 Q1
1997 Q3
1998 Q1
1998 Q3
1999 Q1
1999 Q3
2000 Q1
2000 Q3
Fuente: Cálculos de los autores con base en ENH-DANE.
En general, el compartimiento superior izquierdo de los gráficos 5 a 10
muestra un aumento de los salarios de los trabajadores más calificados (W
4
y W
3
)
con respecto a los de los menos calificados (W
2
y W
1
) a lo largo de los 17 años de
la muestra
14
—una excepción fue la caída del salario de las personas de
calificación intermedia con respecto a las de bajo nivel de calificación (W
2
y W
1
)
entre 1984:1 y 1991:1, según se observa en el Gráfico 10—. Este conjunto de
14 Para los años 1993, 1994 y 1995 la información de ingresos tiene un sesgo de «truncamiento»
(Núñez y Jiménez, 1998); no obstante este sesgo es menos importante tratándose de salarios, y,
en todo caso, nuestras conclusiones se sostienen aún omitiendo esos años.
Lecturas de Economía
Lect. Econ.
No. 63. Medellín, julio-diciembre 2005
19
Gráficos (5 a 10) permite observar la evolución, en términos relativos, de la prima
universitaria en Colombia.
15
El compartimiento superior derecho de los mismos gráficos permite obser-
var también que el número de asalariados con los mayores niveles educativos (L
4
y L
3
) aumentó en relación con los de menores niveles (L
2
y L
1
). Tal tendencia no
parece clara, sin embargo, para el caso del número de trabajadores del grupo L
4
frente al del grupo L
3
, según el Gráfico 5.
Gráfico 6. Relación de empleos, salarios, ingresos salariales y PEA de personas
con alta calificación (L
4
) con las de nivel de calificación intermedio (L
2
)
15 Vélez y otros (2003) se preguntan a este respecto por las razones para que las primas de salarios
sean tan altas en Colombia y constituyan un factor de desigualdad de ingresos.
W4/W2
1,8
2,0
2,2
2,4
2,6
2,8
1984 Q1
1984 Q3
1985 Q1
1985 Q3
1986 Q1
1986 Q3
1987 Q1
1987 Q3
1988 Q1
1988 Q3
1989 Q1
1989 Q3
1990 Q1
1990 Q3
1991 Q1
1991 Q3
1992 Q1
1992 Q3
1993 Q1
1993 Q3
1994 Q1
1994 Q3
1995 Q1
1995 Q3
1996 Q1
1996 Q3
1997 Q1
1997 Q3
1998 Q1
1998 Q3
1999 Q1
1999 Q3
2000 Q1
2000 Q3
L4/L2
0,15
0,20
0,25
0,30
0,35
1984 Q1
1984 Q3
1985 Q 1
1985 Q3
1986 Q1
1986 Q3
1987 Q1
1987 Q 3
1988 Q1
1988 Q3
1989 Q1
1989 Q3
1990 Q1
1990 Q3
1991 Q 1
1991 Q3
1992 Q1
1992 Q3
1993 Q1
1993 Q 3
1994 Q1
1994 Q3
1995 Q1
1995 Q3
1996 Q1
1996 Q 3
1997 Q 1
1997 Q3
1998 Q1
1998 Q3
1999 Q1
1999 Q3
2000 Q1
2000 Q3
(W4/W 2)*(L4/L2)
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0,9
1984 Q1
1984 Q3
1985 Q1
1985 Q3
1986 Q1
1986 Q3
1987 Q1
1987 Q3
1988 Q1
1988 Q3
1989 Q1
1989 Q3
1990 Q1
1990 Q3
1991 Q1
1991 Q3
1992 Q1
1992 Q3
1993 Q1
1993 Q3
1994 Q1
1994 Q3
1995 Q1
1995 Q3
1996 Q1
1996 Q3
1997 Q1
1997 Q3
1998 Q1
1998 Q3
1999 Q1
1999 Q3
2000 Q1
2000 Q3
PEA4/PEA2
0,1 9
0,2 1
0,2 3
0,2 5
0,2 7
0,2 9
0,3 1
0,3 3
0,3 5
1984 Q1
1984 Q3
1985 Q1
1985 Q3
1986 Q1
1986 Q3
1987 Q1
1987 Q3
1988 Q1
1988 Q3
1989 Q1
1989 Q3
1990 Q1
1990 Q3
1991 Q1
1991 Q3
1992 Q1
1992 Q3
1993 Q1
1993 Q3
1994 Q1
1994 Q3
1995 Q1
1995 Q3
1996 Q1
1996 Q3
1997 Q1
1997 Q3
1998 Q1
1998 Q3
1999 Q1
1999 Q3
2000 Q1
2000 Q3
Fuente: Cálculos de los autores con base en ENH-DANE.
20
Arango, Posada y Uribe: Cambios en la estructura de los salarios urbanos en Colombia (1984-2000)
Gráfico 7. Relación de empleos, salarios, ingresos salariales y PEA de personas
con alta calificación (L
4
) con las de nivel de calificación bajo (L
1
)
W4/W1
2,0
2,2
2,4
2,6
2,8
3,0
3,2
3,4
3,6
1984 Q1
1984 Q3
1985 Q1
1985 Q3
1986 Q1
1986 Q3
1987 Q1
1987 Q3
1988 Q1
1988 Q3
1989 Q1
1989 Q3
1990 Q1
1990 Q3
1991 Q1
1991 Q3
1992 Q1
1992 Q3
1993 Q1
1993 Q3
1994 Q1
1994 Q3
1995 Q1
1995 Q3
1996 Q1
1996 Q3
1997 Q1
1997 Q3
1998 Q1
1998 Q3
1999 Q1
1999 Q3
2000 Q1
2000 Q3
L4/L1
0,2
0,4
0,6
0,8
1,0
1984 Q1
1984 Q3
1985 Q1
1985 Q3
1986 Q1
1986 Q3
1987 Q1
1987 Q3
1988 Q1
1988 Q3
1989 Q1
1989 Q3
1990 Q1
1990 Q3
1991 Q1
1991 Q3
1992 Q1
1992 Q3
1993 Q1
1993 Q3
1994 Q1
1994 Q3
1995 Q1
1995 Q3
1996 Q1
1996 Q3
1997 Q1
1997 Q3
1998 Q1
1998 Q3
1999 Q1
1999 Q3
2000 Q1
2000 Q3
(W4/W 1)*(L4/L1)
0,5
1,0
1,5
2,0
2,5
3,0
3,5
1984 Q1
1984 Q3
1985 Q1
1985 Q3
1986 Q1
1986 Q3
1987 Q1
1987 Q3
1988 Q1
1988 Q3
1989 Q1
1989 Q3
1990 Q1
1990 Q3
1991 Q1
1991 Q3
1992 Q1
1992 Q3
1993 Q1
1993 Q3
1994 Q1
1994 Q3
1995 Q1
1995 Q3
1996 Q1
1996 Q3
1997 Q1
1997 Q3
1998 Q1
1998 Q3
1999 Q1
1999 Q3
2000 Q1
2000 Q3
PEA4/ PEA1
0,20
0,30
0,40
0,50
0,60
0,70
1984 Q1
1984 Q3
1985 Q1
1985 Q3
1986 Q1
1986 Q3
1987 Q1
1987 Q3
1988 Q1
1988 Q3
1989 Q1
1989 Q3
1990 Q1
1990 Q3
1991 Q1
1991 Q3
1992 Q1
1992 Q3
1993 Q1
1993 Q3
1994 Q1
1994 Q3
1995 Q1
1995 Q3
1996 Q1
1996 Q3
1997 Q1
1997 Q3
1998 Q1
1998 Q3
1999 Q1
1999 Q3
2000 Q1
2000 Q3
Fuente: Cálculos de los autores con base en ENH-DANE.
El compartimiento inferior izquierdo de los gráficos muestra que el valor de
la nómina correspondiente a trabajadores más calificados (W
4
L
4
y W
3
L
3
), en
términos reales, fue creciente en relación con la de los trabajadores menos
educados (W
1
L
1
y W
2
L
2
).
Finalmente, la parte inferior derecha de los gráficos 5 a 10 muestra la relación
entre la población económicamente activa de cada nivel de educación con la
correspondiente a un nivel de educación más bajo. Con la sola excepción de la
relación PEA
4
/PEA
3
, del Gráfico 5, las demás relaciones son crecientes, lo cual
es un síntoma de que la oferta de personas más calificadas aumentó en el país
durante los últimos dos decenios del siglo pasado.
Lecturas de Economía
Lect. Econ.
No. 63. Medellín, julio-diciembre 2005
21
Gráfico 8. Relación de empleos, salarios, ingresos salariales y PEA de personas
de calificación media-alta (L
3
) con las de nivel de calificación intermedia (L
2
)
16 Katz y Autor (1999) señalan que tal modelo es útil para entender lo que ha pasado en Estados
Unidos desde 1960, a saber, un cambio técnico intensivo en trabajo calificado que tuvo un efecto
de desplazamiento de la demanda relativa por este tipo de trabajo más intenso que el efecto de
la mayor educación sobre la oferta de trabajadores calificados. Más aún, la oferta relativa de trabajo
calificado se desaceleró desde los años 80. La consecuencia de todo esto ha sido —desde los años
60 y al menos hasta fines de los años 90— el aumento del salario relativo de los trabajadores
calificados y, por tanto, un aumento del grado de desigualdad del ingreso laboral.
W3/W2
1,30
1,40
1,50
1,60
1,70
1984 Q1
1984 Q3
1985 Q1
1985 Q3
1986 Q1
1986 Q3
1987 Q1
1987 Q3
1988 Q1
1988 Q3
1989 Q1
1989 Q3
1990 Q1
1990 Q3
1991 Q1
1991 Q3
1992 Q1
1992 Q3
1993 Q1
1993 Q3
1994 Q1
1994 Q3
1995 Q1
1995 Q3
1996 Q1
1996 Q3
1997 Q1
1997 Q3
1998 Q1
1998 Q3
1999 Q1
1999 Q3
2000 Q1
2000 Q3
L3/L2
0,08
0,10
0,12
0,14
0,16
0,18
1984 Q1
1984 Q 3
1985 Q 1
1985 Q3
1986 Q1
1986 Q 3
1987 Q 1
1987 Q3
1988 Q1
1988 Q3
1989 Q 1
1989 Q3
1990 Q1
1990 Q3
1991 Q 1
1991 Q3
1992 Q1
1992 Q3
1993 Q 1
1993 Q 3
1994 Q1
1994 Q3
1995 Q 1
1995 Q 3
1996 Q1
1996 Q3
1997 Q 1
1997 Q 3
1998 Q1
1998 Q3
1999 Q 1
1999 Q 3
2000 Q1
2000 Q3
(W3/W2)*(L 3/L2 )
0,10
0,14
0,18
0,22
0,26
0,30
198 4 Q1
1984 Q3
1985 Q1
1985 Q3
198 6 Q1
1986 Q3
1987 Q1
198 7 Q3
1988 Q1
1988 Q3
198 9 Q1
1989 Q3
1990 Q1
199 0 Q3
1991 Q1
1991 Q3
1992 Q1
1992 Q3
1993 Q1
1993 Q3
199 4 Q1
1994 Q 3
1995 Q1
199 5 Q3
1996 Q1
1996 Q3
199 7 Q1
1997 Q3
1998 Q1
1998 Q3
1999 Q1
1999 Q3
2000 Q1
2000 Q3
PEA3/PEA2
0,08
0,10
0,12
0,14
0,16
1984 Q 1
1984 Q3
1985 Q1
1985 Q3
1986 Q1
1986 Q 3
1987 Q1
1987 Q3
1988 Q1
1988 Q 3
1989 Q1
1989 Q3
1990 Q1
1990 Q3
1991 Q1
1991 Q3
1992 Q1
1992 Q3
1993 Q 1
1993 Q3
1994 Q1
1994 Q3
1995 Q 1
1995 Q3
1996 Q1
1996 Q3
1997 Q1
1997 Q 3
1998 Q1
1998 Q3
1999 Q1
1999 Q 3
2000 Q1
2000 Q3
Fuente: Cálculos de los autores con base en ENH-DANE.
En general, una interpretación de los movimientos mencionados de los
salarios relativos —y de las cantidades relativas de trabajo presentadas en
gráficos anteriores— con base en el modelo neoclásico es simple y directa
16
: a la
luz de este modelo se evidencia un desplazamiento positivo de la demanda por
22
Arango, Posada y Uribe: Cambios en la estructura de los salarios urbanos en Colombia (1984-2000)
trabajo de mayor nivel de calificación con respecto a los de menores niveles —
en el espacio salario relativo–cantidad relativa—; la oferta de cada tipo de trabajo
debió desplazarse también de manera positiva, pero menos que la demanda, o al
menos responder positivamente ante los aumentos de la demanda y de los
salarios. Los aumentos de los salarios de las personas más calificadas con
respecto a las menos calificadas, de manera simultánea con los aumentos de las
cantidades relativas de trabajo, indican que debió producirse el mencionado
desplazamiento de la demanda relativa por trabajadores de mayor nivel educa-
tivo.
Gráfico 9. Relación de empleos, salarios, ingresos salariales y PEA de personas de
calificación media-alta (L
3
) con las de nivel bajo de calificación (L
1
)
(W3/W1)*(L3/L1)
0,2
0,4
0,6
0,8
1,0
1984 Q1
1984 Q3
1985 Q1
1985 Q3
1986 Q1
1986 Q 3
1987 Q1
1987 Q 3
1988 Q1
1988 Q 3
1989 Q1
1989 Q 3
1990 Q1
1990 Q 3
1991 Q1
1991 Q3
1992 Q1
1992 Q3
1993 Q 1
1993 Q3
1994 Q 1
1994 Q3
1995 Q 1
1995 Q3
1996 Q 1
1996 Q3
1997 Q 1
1997 Q3
1998 Q1
1998 Q3
1999 Q1
1999 Q 3
2000 Q1
2000 Q 3
PEA3/ PEA1
0,10
0,15
0,20
0,25
0,30
0,35
1984 Q 1
1984 Q3
1985 Q1
1985 Q3
1986 Q1
1986 Q3
1987 Q 1
1987 Q3
1988 Q1
1988 Q3
1989 Q1
1989 Q 3
1990 Q1
1990 Q3
1991 Q1
1991 Q3
1992 Q1
1992 Q 3
1993 Q1
1993 Q3
1994 Q1
1994 Q3
1995 Q 1
1995 Q3
1996 Q1
1996 Q3
1997 Q1
1997 Q3
1998 Q 1
1998 Q3
1999 Q1
1999 Q3
2000 Q1
2000 Q 3
W3/W1
1,60
1,70
1,80
1,90
2,00
2,10
2,20
1984 Q1
1984 Q3
1985 Q1
1985 Q3
1986 Q 1
1986 Q 3
1987 Q1
1987 Q3
1988 Q1
1988 Q3
1989 Q 1
1989 Q 3
1990 Q 1
1990 Q3
1991 Q1
1991 Q3
1992 Q1
1992 Q 3
1993 Q 1
1993 Q3
1994 Q1
1994 Q3
1995 Q1
1995 Q 3
1996 Q 1
1996 Q3
1997 Q1
1997 Q3
1998 Q1
1998 Q 3
1999 Q 1
1999 Q3
2000 Q1
2000 Q3
L3/L1
0,10
0,15
0,20
0,25
0,30
0,35
0,40
0,45
0,50
1984 Q1
1984 Q 3
1985 Q1
1985 Q3
1986 Q1
1986 Q3
1987 Q1
1987 Q3
1988 Q1
1988 Q3
1989 Q1
1989 Q 3
1990 Q1
1990 Q 3
1991 Q1
1991 Q3
1992 Q1
1992 Q3
1993 Q1
1993 Q3
1994 Q1
1994 Q 3
1995 Q 1
1995 Q 3
1996 Q1
1996 Q3
1997 Q1
1997 Q3
1998 Q1
1998 Q3
1999 Q1
1999 Q3
2000 Q 1
2000 Q 3
Lecturas de Economía
Lect. Econ.
No. 63. Medellín, julio-diciembre 2005
23
Gráfico 10. Relación de empleos, salarios, ingresos salariales y PEA de personas de
calificación intermedia (L
2
) con las de nivel bajo de calificación (L
1
)
W2/W1
1,15
1,20
1,25
1,30
1,35
1,40
1984 Q 1
1984 Q3
1985 Q1
1985 Q3
1986 Q1
1986 Q3
1987 Q1
1987 Q 3
1988 Q 1
1988 Q 3
1989 Q 1
1989 Q3
1990 Q1
1990 Q3
1991 Q1
1991 Q3
1992 Q1
1992 Q3
1993 Q 1
1993 Q 3
1994 Q 1
1994 Q3
1995 Q1
1995 Q3
1996 Q1
1996 Q3
1997 Q1
1997 Q3
1998 Q 1
1998 Q 3
1999 Q 1
1999 Q 3
2000 Q1
2000 Q3
L2/L1
1,2
1,6
2,0
2,4
2,8
3,2
1984 Q1
1984 Q3
1985 Q1
1985 Q3
1986 Q1
1986 Q3
1987 Q1
1987 Q3
1988 Q1
1988 Q3
1989 Q1
1989 Q3
1990 Q1
1990 Q3
1991 Q1
1991 Q3
1992 Q1
1992 Q3
1993 Q1
1993 Q3
1994 Q1
1994 Q3
1995 Q1
1995 Q3
1996 Q1
1996 Q3
1997 Q1
1997 Q3
1998 Q1
1998 Q3
1999 Q1
1999 Q3
2000 Q1
2000 Q3
(W2/W 1)*(L2/L1)
1,5
2,0
2,5
3,0
3,5
4,0
4,5
5,0
1984 Q1
1984 Q3
1985 Q1
1985 Q3
1986 Q1
1986 Q3
1987 Q1
1987 Q3
1988 Q1
1988 Q3
1989 Q 1
1989 Q 3
1990 Q 1
1990 Q 3
1991 Q 1
1991 Q 3
1992 Q1
1992 Q3
1993 Q1
1993 Q3
1994 Q1
1994 Q3
1995 Q1
1995 Q3
1996 Q1
1996 Q3
1997 Q1
1997 Q 3
1998 Q 1
1998 Q 3
1999 Q 1
1999 Q 3
2000 Q 1
2000 Q 3
PEA2/PEA1
1,0
1,3
1,6
1,9
2,2
1984 Q1
1984 Q3
1985 Q1
1985 Q3
1986 Q1
1986 Q3
1987 Q1
1987 Q3
1988 Q1
1988 Q3
1989 Q1
1989 Q3
1990 Q1
1990 Q3
1991 Q1
1991 Q3
1992 Q1
1992 Q3
1993 Q1
1993 Q3
1994 Q1
1994 Q3
1995 Q1
1995 Q3
1996 Q1
1996 Q3
1997 Q1
1997 Q3
1998 Q1
1998 Q3
1999 Q1
1999 Q3
2000 Q1
2000 Q3
Fuente: Cálculos de los autores con base en ENH-DANE.
B. Las primas de experiencia y sectorial
Una de las inquietudes que suele surgir siempre que se trata el tema de la
remuneración al trabajo es el del tipo de capacitación al que se está aludiendo y
los efectos que se están capturando. Hasta ahora nos hemos referido a la
educación formal, es decir, a la adquirida en centros especializados —escola-
rizados— que otorgan títulos que certifican idoneidades para el desempeño en
diversas actividades. Sin embargo, existe otra manera de adquirir mayor capaci-
tación y habilidad: a través de instrucción especializada o del propio desempeño
del cargo. Estamos hablando de la experiencia.
Una pregunta natural sobre los cálculos que hemos mostrado hasta ahora
tiene que ver con este componente de la remuneración de los empleados y
obreros. ¿Cuánto de la remuneración se debe, ceteris paribus, a experiencia y
24
Arango, Posada y Uribe: Cambios en la estructura de los salarios urbanos en Colombia (1984-2000)
cuánto a educación? La respuesta es difícil ya que además de que no son términos
estrictamente separables existen interacciones entre ambas variables. Sin embar-
go, a continuación, procuramos ofrecer un acercamiento a lo que sería una
respuesta.
El Gráfico 11 muestra los salarios reales promedio por años de experiencia
comenzando con el nivel educativo más bajo. Dada la falta de un valor capturado
directamente en la ENH sobre esta variable, la experiencia de las personas se ha
construido como el mínimo entre edad menos dieciséis y edad menos años de
educación menos seis,
17
siendo seis la edad en que, se supone, se inicia el ciclo
escolar. Utilizamos ocho niveles de experiencia: de uno año a cinco años, de seis
a diez, de once a quince, de dieciséis a veinte, de veintiuno a veinticinco, de
veintiséis a treinta, de treinta y uno a treinta y cinco, y de treinta y seis a cuarenta
años de experiencia.
Para evitar conclusiones asociadas a movimientos erráticos de esta variable
se han tomado promedios de salarios cada diecisiete trimestres de manera que se
tienen cuatro valores de salario real para cada categoría de experiencia según el
nivel educativo de las personas. Esta información indica que, contrario a lo
observado en el caso de las primas a la educación, no hubo tendencia al alza de
las primas de salario real asociadas a diferentes niveles de experiencia laboral para
cada grupo educativo, al menos durante el período 1984:1 – 2000:4. Esto
significa que, al parecer, la demanda por trabajadores más experimentados con
respecto a los menos experimentados no tuvo aumentos o, al menos, no de
manera especialmente intensa con respecto a los de la oferta.
17 Min{edad-16, edad-años de educación-6}.
Lecturas de Economía
Lect. Econ.
No. 63. Medellín, julio-diciembre 2005
25
Gráfico 11. Prima de salario real por años de experiencia según nivel educativo
Salarios promedio por experiencia para personas en L
1
25.000
27.000
29.000
31.000
33.000
35.000
37.000
39.000
41.000
43.000
45.000
1988 Q1 1992 Q2 1996 Q3 2000 Q4
1 a 5 6 a 10 11 a 15 16 a 20 21 a 25 26 a 30 31 a 35 36 a 40
Salarios promedio por experiencia para personas en L
2
25.000
30.000
35.000
40.000
45.000
50.000
55.000
60.000
65.000
70.000
75.000
1988 Q1 1992 Q2 1996 Q3 2000 Q4
1 a 5 6 a 10 11 a 15 16 a 20 21 a 25 26 a 30 31 a 35 36 a 40
Salarios promedio por experiencia para personas en L
3
30.000
40.000
50.000
60.000
70.000
80.000
90.000
100.000
110.000
120.000
130.000
1988 Q1 1992 Q2 1996 Q3 2000 Q4
1 a 5 6 a 10 11 a 15 16 a 20 21 a 25 26 a 30 31 a 35 36 a 40
Salarios promedio por exper iencia para personas en L
4
55.000
75.000
95.000
115.00 0
135.00 0
155.00 0
175.00 0
195.00 0
215.00 0
235.00 0
1988 Q1 1992 Q2 1996 Q3 2000 Q4
1 a 5 6 a 10 11 a 15 16 a 20 21 a 25 26 a 30 31 a 35 36 a 40
Fuente: Cálculos de los autores con base en ENH-DANE.
El Gráfico 12 muestra la relación entre los salarios reales por nivel de
experiencia entre los sectores público y privado. Valores para esta relación
distintos de 1 —véase eje vertical izquierdo— pueden ser interpretados como
una prima por pertenecer a un sector. En lo que respecta a L
1
, la evidencia parece
sugerir que durante el período de la ENH fue más rentable trabajar en el sector
público independientemente del nivel de experiencia —el salario relativo es
mayor que uno en el eje vertical del compartimiento superior izquierdo del
Gráfico 12—. Incluso, en varios años, el salario relativo parecía reducirse en la
medida en que aumentaba la experiencia. Para el caso de L
2
la situación cambia
un poco aunque, en general, sigue siendo más remunerativo estar vinculado al
sector público.
26
Arango, Posada y Uribe: Cambios en la estructura de los salarios urbanos en Colombia (1984-2000)
Gráfico 12. Relación entre salario real de empleados públicos y privados por años de
experiencia según nivel educativo
Salario relativo (público/privado) promedio según experiencia para personas en L
1
1,0
1,1
1,2
1,3
1,4
1,5
1988 Q1 1992 Q2 1996 Q3 2000 Q4
1 a 5 6 a 10 11 a 15 16 a 20 21 a 25 26 a 30 31 a 35 36 a 40
Salario relativo (público/pr ivado) prom edio según experiencia para personas en L
2
0,9
1,0
1,1
1,2
1,3
1,4
1,5
1,6
1988 Q1 1992 Q2 1996 Q3 2 000 Q4
1 a 5 6 a 10 11 a 15 16 a 20 21 a 25 26 a 30 31 a 35 36 a 40
Salario rela tivo (público/privado) promedio según experiencia para personas en L
3
0,5
0,6
0,7
0,8
0,9
1,0
1,1
1,2
1,3
1,4
1,5
1988 Q1 199 2 Q2 1996 Q3 2000 Q4
1 a 5 6 a 10 11 a 15 16 a 20 21 a 25 26 a 30 31 a 35 36 a 40
Salario relativo (público/privado) promedio según experiencia para personas en L
4
0,6
0,7
0,8
0,9
1,0
1,1
1,2
1,3
1988 Q1 1992 Q2 1996 Q3 2000 Q4
1 a 5 6 a 10 11 a 15 16 a 20 21 a 25 26 a 30 31 a 35 36 a 40
Fuente: Cálculos de los autores con base en ENH-DANE.
Cuando se tiene un nivel de educación intermedio como L
3
la situación se
invierte ya que la experiencia es más valorada en el sector privado —el salario
relativo para la mayoría de los niveles de experiencia es inferior a uno— excepto
cuando se tiene la menor experiencia — entre 1 y cinco años—. En L
4
suelen
pagarse salarios reales más altos en el sector privado para todos los niveles de
experiencia, excepto, de nuevo, para las personas de menor experiencia. Lo que
parecen sugerir los datos es que la mejor estrategia de acceso al mercado laboral
es comenzar por el sector público. Allí pagan un mejor salario relativo que en el
sector privado. Cuando se adquiere mayor experiencia es más rentable pasar al
sector privado.
Lecturas de Economía
Lect. Econ.
No. 63. Medellín, julio-diciembre 2005
27
De la evidencia presentada en los gráficos 5 a 12 parece factible deducir que
a lo largo de los diecisiete años corridos entre 1984 y 2000 se presentó un proceso,
no necesariamente contínuo, de incrementos de la demanda de trabajadores de
mayor nivel de calificación acompañado de mayores salarios relativos para
estos
18
y de aumentos paralelos de las proporciones de personas más calificadas
con respecto a las de menor calificación, sin que tal proceso fuese empujado por
aumentos de la demanda de trabajadores con mayor experiencia laboral. Al
parecer, el aumento de la demanda reveló las preferencias de los empleadores por
trabajadores con más educación para todos los niveles de experiencia laboral, es
decir, independientemente de esta.
C. Descomposición del coeficiente Gini.
Retomando el tema de la desigualdad, visto a través del coeficiente Gini,
vale la pena indagar acerca de la composición del mismo ahora que tenemos las
categorías adicionales correspondientes al nivel educativo. La información del
Tabla 3 sugiere que la mayor desigualdad en la distribución del ingreso salarial
provino del grupo de hombres con alto nivel educativo vinculados al sector
privado. El segundo grupo en hacer contribuciones al indicador de desigualdad
fue el de las mujeres vinculadas al sector privado y, de nuevo, con un alto nivel
educativo.
Los valores, calculados con base en la metodología de Shorrocks (1982),
apoyan la hipótesis central de este trabajo ya que sugieren que la mayor
concentración de los salarios se ha dado en favor de las personas que tienen
mayores niveles de educación. Se destaca que al comparar las adiciones al
índice de desigualdad, tanto para hombres como para mujeres de baja educa-
ción, los valores de quienes están vinculados al sector público son mayores que
aquellos de quienes están vinculados al sector privado. Este resultado es
perfectamente compatible con el de la sección anterior en donde se observaba
que las personas de menor nivel educativo encuentran una mejor remuneración
en el sector público para todos los niveles de experiencia.
18 Vale decir, desplazamientos de la función de demanda y no simples respuestas de esta ante caídas
de salarios.
28
Arango, Posada y Uribe: Cambios en la estructura de los salarios urbanos en Colombia (1984-2000)
Tabla 3. Descomposición del coeficiente Gini por género, sector y nivel educativo
Período Total Sector Mujeres Hombres
Gini L
1
L
2
L
3
L
4
Total L
1
L
2
L
3
L
4
Total
0,1468 Público 0,0002 0,0146 0,0038 0,0255 0,0441 0,0077 0,0283 0,007 0,0596 0,1027
0,214 Privado -0,0126 0,0053 0,0068 0,0261 0,0257 0,0083 0,0665 0,0181 0,0954 0,1884
1984:1-1988:1 0,3608 Total -0,0124 0,0199 0,0106 0,0516 0,0698 0,016 0,0948 0,0251 0,155 0,2911
0,1445 Público -0,0002 0,0131 0,0041 0,0297 0,0466 0,0047 0,0261 0,0072 0,0599 0,0978
0,215 Privado -0,0107 0,0028 0,0088 0,0392 0,0401 -0,0001 0,0552 0,0196 0,1003 0,175
1988:2-1992:2 0,3595 Total -0,0109 0,0159 0,0129 0,0689 0,0867 0,0046 0,0813 0,0268 0,1602 0,2728
0,1301 Público 0 0,0098 0,0035 0,0333 0,0466 0,0025 0,021 0,0059 0,0541 0,0835
0,2761 Privado -0,0093 0,0087 0,0119 0,0581 0,0695 0,0034 0,0621 0,0195 0,1217 0,2067
1992:3-1996:3 0,4063 Total -0,0093 0,0185 0,0154 0,0914 0,1161 0,0059 0,0831 0,0254 0,1758 0,2902
0,1702 Público 0,0002 0,0114 0,0054 0,049 0,066 0,0016 0,0225 0,008 0,072 0,1042
0,2485 Privado -0,0084 0,0018 0,0123 0,0719 0,0776 -0,0072 0,038 0,0194 0,1205 0,1708
1996:4-2000:4 0,4186 Total -0,0082 0,0132 0,0177 0,1209 0,1436 0,0056 0,0605 0,0274 0,1925 0,275
Fuente: Cálculos de los autores con base en ENH-DANE.
III. Una interpretación de los hechos con dos categorías
de trabajadores
La evidencia reportada previamente sugiere la presencia de un cambio
técnico en las actividades productivas sesgado a favor del uso de trabajadores de
mayor nivel educativo.
19
En esta sección tratamos de ser más precisos en lo que
se refiere al método para someter a prueba tal hipótesis. Para ello seguiremos la
metodología utilizada por Autor et al. (1998).
Lo primero es suponer que la producción agregada (Y) puede representarse
mediante una función de elasticidad de sustitución constante, CES, de dos
factores variables.
20
Estos dos factores son los trabajos de alto y bajo nivel de
calificación (educación). Por tanto, la función de producción es:
() ()
[]
ρ
ρρ
ππ
/1
,,
)1(
tntttcttt
NbNaY +=
(1)
19 Una síntesis actualizada sobre aspectos de desigualdad, capital humano y crecimiento se encuentra
en Lord (2002, cap. 7). Modelos guiados por la misma intuición se encuentran en Galor y Moav
(2000), Aghion et al. (2003) y Acemoglu (2003), entre otros.
20 Se hace abstracción de otros factores que habría que considerar de magnitud constante para evitar
complicaciones inútiles.
Lecturas de Economía
Lect. Econ.
No. 63. Medellín, julio-diciembre 2005
29
siendo
ct
N y
nt
N las cantidades de trabajo calificado y no calificado utiliza-
das en el período t, a
t
y b
t
parámetros, variantes en el tiempo, de nivel técnico
sesgado a favor de uno u otro tipo de trabajo,
t
π
un parámetro, variante en el
tiempo, de ponderación de la importancia de ambos tipos de trabajo en la
producción. La elasticidad de sustitución entre ellos es
)1(1
ρσ
, siendo
ρ
invariante en el tiempo.
21
Por lo tanto, un cambio técnico sesgado hacia el uso de
trabajo calificado implica el aumento de
π
t
o de la relación a
t
/b
t
.
Para efectos del análisis empírico dividimos la población asalariada urbana
que trabaja tiempo completo en tres grupos: el grupo “calificado” —que
anteriormente denominados profesionales equivalentes— o conjunto de perso-
nas con 14 o más años de educación —N
c
, en términos de la ecuación 1—, el
grupo “no calificado” —bachilleres equivalentes— o conjunto de quienes tienen
once o menos años de educación (N
n
), y un tercer grupo: el de personas con doce
o trece años de educación. A fin de tener resultados insensibles a situaciones o
casos cercanos a la ambigüedad omitimos el tercer grupo —el intermedio—, cuya
proporción en la fuerza laboral ocupada es pequeña —poco menos de 5%, en
promedio, durante el período analizado: Gráfico 13—, y nos concentramos en los
dos grupos que consideramos trabajadores calificados y no calificados bajo el
supuesto de que la producción depende sólo del uso de estos dos tipos de trabajo.
Supondremos que la oferta relativa de ambos tipos de trabajos es completa-
mente inelástica a los salarios relativos y que su magnitud está representada por
la relación entre las cantidades observadas de aquellos. Además, supondremos
que la relación entre tales cantidades se aproxima de manera aceptable a la
relación entre las cantidades demandadas —esto es, que el nivel relativo de
ocupación corresponde al señalado por la función de demanda relativa de
trabajo, dada la relación de salarios—. Finalmente haremos otro supuesto,
también convencional: que la relación entre los salarios de ambos grupos
corresponde a la relación entre sus productividades marginales.
21 Los análisis de economía laboral referidos al tema de la producción consideran poco realista el
supuesto de una función de producción con elasticidad de sustitución unitaria entre dos tipos de
trabajos, como sería el caso de la función Cobb-Douglas (esta función implica que
1=
σ
) y la
evidencia sugiere un valor mayor que 1 para este parámetro. Un valor de
σ
superior a 1 indicaría
una sustitución relativamente alta de trabajo no calificado por trabajo calificado o una sustitución
relativamente baja de trabajo calificado por no calificado.
30
Arango, Posada y Uribe: Cambios en la estructura de los salarios urbanos en Colombia (1984-2000)
Gráfico 13. Participación de los tres grupos de asalariados en el total de asalariados
70%
75%
80%
85%
90%
19841
19851
19861
19871
19881
19891
19901
19911
19921
19931
19941
19951
19961
19971
19981
19991
20001
0%
5%
10%
15%
20%
25%
30%
11 años o menos 12 y 13 años 14 años o más
Nota: la participación de personas de 11 años de educación o menos se mide en el eje izquierdo.
Fuente: Cálculos de los autores con base en ENH-DANE.
Bajo los supuestos anteriores se puede demostrar que la ecuación 1 implica
que:
=
nt
ct
t
nt
ct
N
N
D
w
w
log
1
log
σ
(2)
siendo
[]
()()
ttttt
baD log1)1(log +
σππσ
. De acuerdo con lo an-
terior, D
t
es un indicador cuyo cambio señala desplazamientos de la función de
demanda de trabajo en favor —o en contra— del más calificado bien sea por
razones asociadas estrictamente a cambio técnico sesgado hacia este trabajo o a
otras causas como pueden ser las reducciones de los precios relativos de factores
de producción complementarios del trabajo calificado como computadores, el
desarrollo de las prácticas de outsourcing en detrimento del uso de trabajo no
calificado en el sector formal y a favor de microempresas y, en general, del trabajo
no calificado informal. De la ecuación 2 es fácil deducir que:
Lecturas de Economía
Lect. Econ.
No. 63. Medellín, julio-diciembre 2005
31
()
+
=
ntnt
ctct
nt
ct
t
Nw
Nw
w
w
D loglog1
σ
(3)
La ecuación 3 nos permite estimar la magnitud del cambio de la demanda
relativa de trabajo calificado —frente al no calificado— a lo largo del período
1984:1 - 2000:4, dado que podemos conocer el cambio en los salarios relativos
y el cambio en la nómina relativa
()
nncc
NwNw , a condición de suponer
algún valor del parámetro
σ
. De acuerdo con Autor et al. (1998), para el caso
norteamericano la opinión dominante entre los académicos señala que un rango
verosímil en el cual se puede hallar una estimación de
σ
es el intervalo [1, 2].
22
La Tabla 4 contiene estimaciones basadas en los supuestos anteriores. Es
decir, que la variación en la demanda relativa de trabajo puede medirse por los
cambios observados de los salarios y las cantidades relativas de trabajo según
distintos valores alternativos de
σ
utilizando la ecuación 3.
Tabla 4. Cambios en las relaciones de salarios, demanda y oferta
a favor de trabajadores calificados
Cambio en salario Cambio en oferta Cambios en la demanda relativas
relativo relativa σ
1 1,1 1,2 1,5 2
1984:1 - 1988:1 -1,17 2,28 -3,49 -3,61 -3,72 -4,07 -4,66
1988:2 - 1992:2 -0,65 6,19 3,37 3,3 3,24 3,04 2,72
1992:3 – 1996:3 4,02 1,52 9,44 9,85 10,25 11,45 13,46
1996:4 - 1998:4 3,18 14,66 18,45 18,77 19,09 20,05 21,64
1999:1 - 2000:4 -3,48 -0,5 -9,79 -10,14 -10,49 -11,53 -13,27
1984:1 - 1998:4 1,26 5,23 6,05 6,17 6,3 6,68 7,31
1984:1 - 2000:4 0,67 4,51 4,07 4,13 4,2 4,4 4,47
Fuente: cálculos de los autores con base en ENH-DANE.
Como lo hace evidente el Tabla 4, dentro del período completo hubo tres
sub-períodos en los cuales cayó el salario de los trabajadores calificados (profe-
22 Katz y Murhpy (1992) estimaron un valor de
σ
=1,4.
32
Arango, Posada y Uribe: Cambios en la estructura de los salarios urbanos en Colombia (1984-2000)
sionales) con respecto al de trabajadores que, a lo sumo, alcanzaron a terminar
la secundaria. Esos sub-períodos fueron 1984:1–1988:1, 1988:2–1992:2 y
1999:1–2000:4. En el primero de estos la oferta creció mientras que la demanda
mostró un retroceso; en el segundo sub-período la demanda creció pero la oferta
tuvo un aumento mucho mayor; y en el último período la oferta cayó, pero,
sobretodo, la demanda se contrajo de manera intensa.
En cambio, sólo hubo dos períodos de aumentos del salario relativo de los
profesionales: 1992:3–1996:3 y 1996:4–1998:4; en el primero de estos la oferta
creció relativamente poco en tanto que la demanda creció de manera importante;
y en el segundo período la oferta se aceleró notablemente pero la demanda creció
aún más.
El cálculo para todo el período (1984:1-2000:4) genera un resultado
próximo a lo anómalo pues se requeriría una elasticidad de sustitución superior
a 2 —una magnitud en el límite de lo tolerable, según habíamos mencionado
antes— para que los incrementos en la demanda fuesen superiores a los de la
oferta y se pudiese justificar el aumento en los salarios relativos consignado allí
(0,67). Como causa de este resultado para todo el período está el hecho de que
la caída leve de la oferta de trabajo calificado estuvo acompañada de una caída
sustancial en su demanda entre 1999:1 y 2000:4, lo cual había conducido a una
disminución intensa de los salarios relativos en este sub-período. La prueba de
que la caída en la demanda fue muy fuerte y de que el resultado de estos dos
últimos años es, entonces, difícil de compatibilizar con el análisis previo está en
el hecho de que los resultados de las estimaciones son completamente nítidos
cuando el análisis se hace para el lapso 1984:1 -1998:4,
23
ya que el aumento en
el salario relativo se explica por un aumento en la demanda mayor que el de la
oferta relativa.
24
23 Los resultados de Cárdenas y Bernal (1999, Tabla 1) son consistentes con este enfoque para tres
de los cuatro sub-períodos que ellos analizan. Sin embargo, para el sub-período 1981-86 sus
cálculos no logran justificar la caída en el salario relativo ya que la expansión de la oferta relativa
(1,31%) es inferior a cualquiera de todos los aumentos de demanda que implican los diferentes
valores que ellos adoptan para la elasticidad de sustitución.
24 Sobre este mismo punto, Vélez et al. (2003) plantean el interrogante de si la oferta educativa es
insuficiente o regresiva o si la demanda de trabajadores capacitados se ha incrementado por encima
de la oferta disponible.
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Lect. Econ.
No. 63. Medellín, julio-diciembre 2005
33
El análisis anterior también se hizo para el sector privado y el sector público
separadamente (Tablas 5 y 6). En el sector privado la situación es bastante similar
a la del total ya que este último es dominado por aquel. La situación más llamativa
se presenta con el sector público puesto que el número de hechos, al parecer,
anómalos es mayor. Por ejemplo, en el sub-período 1988:2-1992:2 se presenta
un aumento relativo en el salario pese a que el aumento en la oferta relativa fue
muy superior a los cambios factibles en la demanda, dados los valores razonables
de . Para el sub-período 1999:1-2000:4 la caída en los salarios relativos fue muy
grande en comparación con lo registrado en el primer sub-período. Finalmente,
para todo el período el aumento de la demanda relativa supera el de la oferta; sin
embargo, se obtiene una caída en el salario relativo.
Tabla 5. Cambios en las relaciones de salarios, demanda y oferta a favor de
trabajadores calificados del sector privado
Cambio en salario Cambio en oferta Cambios en la demanda relativas
relativo relativa σ
1 1,1 1,2 1,5 2
1984:1 - 1988:1 -1,43 4,15 -1,86 -2 -2,15 -2,58 -3,29
1988:2 - 1992:2 -0,79 6,99 4,6 4,52 4,44 4,2 3,81
1992:3 – 1996:3 4,14 2,17 10,34 10,76 11,17 12,41 14,48
1996:4 - 1998:4 3,44 15,34 18,45 18,79 19,14 20,17 21,89
1999:1 - 2000:4 -3,71 1,46 -9,34 -9,71 -10,09 -11,2 -13,06
1984:1 - 1998:4 1,24 6,21 7,07 7,19 7,32 7,69 8,31
1984:1 - 2000:4 0,62 5,62 5,02 5,08 5,14 5,33 5,64
Fuente: cálculos de los autores con base en ENH-DANE.
En atención entonces a los supuestos del enfoque de Katz y Murphy (1992),
Autor, Katz y Krueger (1998) y Katz y Autor (1999) puede señalarse que durante
el período 1984:1-1998:4 los movimientos de los salarios relativos y en la oferta
relativa sugieren que hubo cambio técnico en las actividades productivas
sesgado a favor del uso de trabajadores de mayor nivel educativo. Esto es claro
tanto para el sector privado como para el empleo total. Cuando se analiza el
sector público, los resultados son menos contundentes sobre todo si se tiene en
cuenta que éste tiende a remunerar mucho mejor a los empleados de menor
capacitación.
34
Arango, Posada y Uribe: Cambios en la estructura de los salarios urbanos en Colombia (1984-2000)
Tabla 6. Cambios en las relaciones de salarios, demanda y oferta a favor de
trabajadores calificados del sector público
Cambio en salario Cambio en oferta Cambios en la demanda relativas
relativo relativa σ
1 1,1 1,2 1,5 2
1984:1 - 1988:1 -1,68 2,44 -1,72 -1,89 -2,05 -2,56 -3,39
1988:2 - 1992:2 0,15 6,76 2,7 2,71 2,73 2,77 2,85
1992:3 – 1996:3 2,37 5,22 13,91 14,15 14,38 15,09 16,28
1996:4 - 1998:4 1,01 10,22 17,54 17,64 17,74 18,05 18,55
1999:1 - 2000:4 -6,4 -3,21 -3,75 -4,39 -5,03 -6,95 -10,15
1984:1 - 1998:4 0,54 5,85 7,46 7,52 7,57 7,73 8
1984:1 - 2000:4 -0,33 4,71 6,06 6,03 5,99 5,9 5,73
Fuente: cálculos de los autores con base en ENH-DANE.
IV. Conclusiones
Durante la época de vigencia de la Encuesta Nacional de Hogares, y para el
caso de las siete principales ciudades, se presentaron por lo menos dos hechos
que afectaron la estructura salarial del sector formal de la economía: un aumento
del salario real de obreros y empleados —con jornadas de 40 o más horas a la
semana— y un aumento de la desigualdad en la distribución del ingreso salarial.
El aumento en los salarios cobijó, básicamente, a los empleados con mayores
niveles de educación y, como consecuencia, el país observó un aumento del sesgo
de la distribución del ingreso salarial en su favor.
La mayor fuente de desigualdad se encuentra en las remuneraciones de los
hombres de más alto nivel educativo vinculados al sector privado. Las mujeres
de más educación vinculadas al mismo sector son, por su parte, quienes propician
el mayor aumento de la desigualdad en la distribución del ingreso salarial. Este
resultado es síntoma de la rentabilidad de invertir en capital humano; una señal
que, al parecer, percibió la fuerza laboral colombiana durante las últimas dos
décadas.
Dadas esas circunstancias, este documento re-evalúa la hipótesis de ocu-
rrencia de un cambio técnico intensivo en trabajo calificado en Colombia durante
los últimos 20 años del siglo pasado. Para tal propósito, procedimos a estimar
salarios, niveles de ocupación y montos de nómina (salario × ocupación)
Lecturas de Economía
Lect. Econ.
No. 63. Medellín, julio-diciembre 2005
35
correspondientes a trabajadores asalariados de tiempo completo (40 o más horas
semanales) de diferentes niveles de educación y experiencia laboral en las siete
principales ciudades colombianas.
De los resultados que arroja la información de la ENH, para el período
1984:1–2000:4, se puede deducir que hubo un incremento del salario de los
trabajadores más calificados con respecto al de los menos calificados, en
términos de años de educación formal, y también un aumento de la proporción
entre el número de los trabajadores más calificados frente al de los menos
calificados. Este resultado se sostiene bien sea que dividamos el grado de
calificación en cuatro categorías o sólo en dos a lo largo de estos años. Los años
corridos entre 1992 y 1998 fueron aquellos en los cuales se observaron con mayor
nitidez las tendencias de aumento del salario de los más calificados.
Podrían contemplarse varias hipótesis alternativas para explicar la ocurren-
cia de ambas tendencias. La primera sería que durante las dos últimas décadas se
presentó un aumento de la productividad de los trabajadores de mayor nivel
educativo asociada a una mayor experiencia laboral. Sin embargo, los datos no
favorecen esta hipótesis. Más aún, aunque se verifica la existencia de primas de
experiencia, no parece haber movimientos significativos en las mismas.
25
Una segunda hipótesis podría ser que factores institucionales están explican-
do el aumento de los salarios relativos de los trabajadores más calificados a pesar,
e independientemente, del aumento notable de su oferta. Sin embargo, esta
hipótesis no fue examinada
26
Una tercera posibilidad ya discutida tanto para los casos de Estados Unidos
como de Colombia es la de un aumento especialmente intenso de la demanda de
trabajadores más calificados, con respecto a los menos calificados, superior al de
25 Lo que sí registran los datos es una prima de vinculación: cuando se tiene poca educación parece
más rentable comenzar la vida laboral vinculándose al sector público para luego pasar al sector
privado.
26 En Katz y Autor (1999) se describen las formas de evaluar la importancia de esta hipótesis para
el caso de Estados Unidos. Estas formas suponen la disponibilidad de estadísticas sobre salarios
para grupos de trabajadores de similares niveles de educación y experiencia pero que difieren según
otros criterios como pertenencia a sindicatos, a empresas con características especiales, etc.
Santamaría (2001) concluyó que el aumento del salario de las mujeres con educación universitaria
completa se explica en buena medida por una reducción significativa de la discriminación en su
contra.
36
Arango, Posada y Uribe: Cambios en la estructura de los salarios urbanos en Colombia (1984-2000)
la oferta, y capaz, por tanto, de aumentar los salarios relativos de tales trabaja-
dores.
La evidencia es favorable a la hipótesis de aumentos del salario relativo de
los trabajadores de mayor nivel educativo —más calificados— en comparación
con el de los de menor nivel —los menos calificados— como efecto de un
aumento de la demanda mayor que la de su oferta durante los años corridos entre
1992 y 1998. Con todo, el modelo utilizado para las estimaciones y que permitió
respaldar tal hipótesis arrojó, en el análisis de algunos períodos, resultados
próximos a lo anómalo —especialmente en el sector público— lo cual, a nuestro
juicio, podría indicar que factores institucionales, como ciertas prácticas de
fijación de salarios en dicho sector, habrían tenido alguna influencia en la
evolución de los salarios.
¿Fue el aumento del salario relativo de los asalariados de mayor nivel
educativo causado, principalmente, por un cambio técnico intensivo en trabajo
calificado? Cuanto más amplio sea el sentido que le demos al término “cambio
técnico” más probabilidades tendrá, a nuestro juicio, una respuesta positiva.
En efecto, si hemos de entender por cambio técnico todo aquello que modificó
la estructura de la demanda de trabajo a favor de personas de mayor nivel
educativo, incluyendo las modificaciones en la estructura de la producción
sesgadas hacia actividades y sectores que utilizan tal trabajo en mayor propor-
ción que otras actividades y sectores, es casi seguro que se pueda responder
afirmativamente la pregunta para el caso de los años 90 —hasta fines de
1998—.
La revolución en materia de computación y comunicaciones sería un cambio
técnico capaz de producir una modificación como la observada en la estructura de
la demanda laboral durante los años 90 en Colombia.
27
Sin embargo, se requeriría
otro tipo de estudios para evaluar la hipótesis de que un cambio como el descrito
hubiese inducido un sesgo a favor del uso de trabajadores de mayor nivel educativo
en los distintos sectores de la economía.
27 Esta es la hipótesis más plausible para el caso de Estados Unidos de los años 80 y 90 según Autor
et al.(op. cit.)
Lecturas de Economía
Lect. Econ.
No. 63. Medellín, julio-diciembre 2005
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... The gap in earnings among higher-and lower-educated workers has grown during the past decades. 41 It is estimated that 59% of lower-educated households live in poverty, as opposed to only 4. 1% among their higher-educated counterparts. 42 Among households in the highest income quintile, 96% have access to water services as opposed to 75% in the lowest income quintile. ...
... The gap in earnings among higher-and lower-educated workers has grown during the past decades. 41 It is estimated that 59% of lower-educated households live in poverty, as opposed to only 4. 1% among their higher-educated counterparts. 42 Among households in the highest income quintile, 96% have access to water services as opposed to 75% in the lowest income quintile. ...
Article
Full-text available
Objectives: We examined the impact of expanding health insurance coverage on socioeconomic disparities in total and cardiovascular disease mortality from 1998 to 2007 in Colombia. Methods: We used Poisson regression to analyze data from mortality registries (633 905 deaths) linked to population census data. We used the relative index of inequality to compare disparities in mortality by education between periods of moderate increase (1998-2002) and accelerated increase (2003-2007) in health insurance coverage. Results: Disparities in mortality by education widened over time. Among men, the relative index of inequality increased from 2.59 (95% confidence interval [CI] = 2.52, 2.67) in 1998-2002 to 3.07 (95% CI = 2.99, 3.15) in 2003-2007, and among women, from 2.86 (95% CI = 2.77, 2.95) to 3.12 (95% CI = 3.03, 3.21), respectively. Disparities increased yearly by 11% in men and 4% in women in 1998-2002, whereas they increased by 1% in men per year and remained stable among women in 2003-2007. Conclusions: Mortality disparities widened significantly less during the period of increased health insurance coverage than the period of no coverage change. Although expanding coverage did not eliminate disparities, it may contribute to curbing future widening of disparities.
Article
Full-text available
Una de las preguntas que se plantean algunos académicos e investigadores economistas y los decisores de políticas económicas de los diferentes gobiernos en la actualidad es la siguiente: ¿con qué criterios distribuir los beneficios obtenidos del crecimiento económico, impulsado por los incrementos en la productividad de los factores de producción? Esto ha llevado a que los gobiernos en diferentes regiones establezcan agendas de integración y adopten políticas económicas que han afectado, tanto a la economía, como a la población en términos de equidad y justicia. Clavijo (2003) diferencia tres momentos importantes del tema de la productividad en Colombia. El primero, en junio de 1988 y a cargo de la administración de Virgilio Barco, fundó las bases para la apertura económica. Un segundo momento se dio en la administración de César Gaviria, a mediados de 1990, donde se aceleró el proceso de apertura comercial, el cual se caracterizó por el aumento del régimen de libre importación y por ende una disminución de las políticas proteccionistas, hecho que se evidenció en el desmonte a la sobretasa de importaciones. La tercera etapa se dio en la administración de Ernesto Samper, en la cual se pasó del tema de la apertura comercial al Pacto Social, inspirado en las políticas de ingresos y salarios, aplicadas en Estados Unidos en los años setenta, y en México en los ochenta. Allí se creó una consejería presidencial con el fin de conciliar los temas salariales en relación con la productividad.
Article
Full-text available
This paper develops a growth model characterized by ability-biased technological transition in which the evolution of technology, education attainment, and wage inequality is consistent with the observed pattern in the United States and other advanced countries over the past several decades. It argues that an increase in the rate of technological progress raises the return to ability and simultaneously generates an increase in wage inequality between and within groups of skilled and unskilled workers, an increase in average wages of skilled workers, a temporary decline in average wages of unskilled workers, an increase in education, and a productivity transitory slowdown.
Article
In this study the 1997 Russian Labor Force Survey is used to investigate wage differentials between the state and the private sector in the city of Moscow. Our analysis demonstrates that substantial differences exist between private and state sector wages. We estimate the gap between private and state sector wages to be 14.3 percent for men and 18.3 percent for women. We also find gender differences in wages. Men in the private sector earn on average 23.7 percent more than women. The gender wage gap in the state sector is even higher at 32.5 percent. In the state sector, wages for both men and women increase as years of tenure increase. But in the private sector this is only true for men; women earn no return to tenure. The probability of employment in the private sector decreases with age and tenure. Copyright 2004 Blackwell Publishing Ltd.
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