Introducción
Este documento presenta un análisis de los principales determinantes de la afiliación al Sistema de Seguridad Social en Pensiones, para las diez principales áreas metropolitanas de Colombia, en los años de 1996 y 2006, para lo cual se emplean técnicas econométricas, a través del modelo Logit, con el fin de tener una primera aproximación de los efectos de cambios en el mercado de trabajo sobre la afiliación al sistema pensional.
El presente artículo es resultado de un trabajo de investigación, que surgió como un desarrollo particular del convenio de cooperación técnica, celebrado entre la Universidad de La Salle y el Departamento Administrativo Nacional de Estadística – DANE, que tuvo como propósito fundamental, realizar la caracterización socioeconómica y demográfica de la población afiliada y no afiliada al Sistema General de Pensiones en Colombia, para el periodo 1991 – 2006.
El documento avanza en la exploración de los determinantes de la afiliación al sistema general de pensiones, identificando las variables que afectan de forma directa la cobertura.
Consta de cuatro partes, incluida esta introducción. La segunda parte presenta el comportamiento de la afiliación al sistema general de pensiones, comparada con algunas variables del mercado de trabajo. La tercera, explica la metodología usada y los resultados de las estimaciones tipo logit, para los individuos que se encuentren ocupados, y la última, sintetiza los hallazgos presentados en esta investigación.
1. Hechos Estilizados
Entre 1996 y 2006, las diez áreas metropolitanas más importantes de Colombia registraron un balance poco halagador, en términos de ocupación y afiliación. El porcentaje de personas ocupadas, con afiliación al sistema de seguridad social en pensiones, aumentó de 37,6% en 1996 a 41,3% en el 2006; la tasa de desempleo llegó a sus niveles más altos entre 1998 y 2000 y se tuvo la más aguda recesión económica de los últimos 50 años.
El deterioro en el empleo explica los bajos niveles de afiliación porque impide la acumulación de ahorro y dificulta la inserción de nuevos trabajadores en el aparato productivo, lo que trae como consecuencia que muchos trabajadores no puedan acumular semanas para obtener una pensión.
La baja dinámica en la generación de empleo a finales de los noventa dificultó, especialmente, la incorporación de la población más joven o aspirante al sistema productivo, lo cual provocó un estancamiento en el ritmo de crecimiento de la afiliación entre 2000 y 2002. La recuperación de la economía observada después de este periodo, hizo que la cobertura llegara apenas a los niveles de 1998 (Gráfico 1).
Gráfico 1
Tasa global de participación, ocupación, desempleo y afiliación
Junio 1996 - 2006
Fuente: Estimaciones de los autores, con base en las Encuestas de Hogares del DANE
Según los resultados obtenidos, uno de los determinantes de la afiliación al sistema de seguridad social en pensiones es la educación, dado que existe una relación positiva entre las dos variables en el periodo de estudio. Las personas que presentan más de 16 años de educación, tienen tasas de afiliación cercanas al 66%, por el contrario para los menos instruidos la afiliación está por debajo del 10%.
El promedio de años de educación de todos los ocupados pasó de 8,9 a 10,1 entre 1996 y 2006. Sin embargo, alrededor del 70% de ellos tiene menos de 12 años de escolaridad, esto es secundaria completa (Gráfico 2).
Gráfico 2
Cobertura de afiliación por nivel
educativo y sexo
Junio 1996 - 2006
Fuente: Estimaciones de los autores, con base en las Encuestas de Hogares del DANE
Uno de los factores que puede explicar la debilidad de la cobertura del sistema pensional es la baja generación del empleo formal; los resultados obtenidos dejan ver que, como proporción del empleo total, disminuyeron de 46,1% a 42,2% entre 1996 y 2006.
La cobertura en pensiones para los empleados del sector formal pasó de 29%, en 1996, a 32,4% en 2006, en tanto que para los informales permaneció prácticamente estable. Los no cotizantes formales disminuyeron de 17,1% a 9,7% y los informales se incrementaron de 45,2% a 49%, respectivamente en los dos años comparados (Gráfico 3).
Gráfico 3
Afiliación según empleo formal e informal
Junio 1996 - 2006
Fuente: Estimaciones de los autores, con base en las Encuestas de Hogares del DANE
2. Resultados de las estimaciones econométricas
Para la estimación del modelo logit, se toma como variable dependiente binaria la afiliación, la cual toma el valor de 1 (Y=1), si el individuo se encuentra afiliado y cero en otro caso (Y=0). Las variables independientes son de orden socio-económico recogidas en un vector X, tal que:
Prob( Y = 1) = F ( X, β)
Prob( Y = 0) = 1 - F ( X, β)
Los parámetros β medirán el impacto que tienen las variables explicativas sobre la probabilidad de que ocurra el evento (Greene: 2000).
Para la estimación de un modelo con variable dependiente discreta, como lo es la afiliación al sistema de seguridad social en pensiones, el individuo se enfrenta a un cálculo costo-beneficio, apoyándose en la utilidad que consigue con esta decisión. Se modeliza así:
Y* = β’x +ε
En donde suponemos que ε está distribuido normalmente, con media igual a 0 y su varianza igual a uno. La participación en el mercado es observable y toma los valores de 1 y 0, respectivamente. Representándose así:
Y* = 1 si Y* > 0
Y* = 0 si Y* ≤ 0
Para la estimación del modelo LOGIT se utilizan los resultados de la Encuesta Nacional de Hogares correspondientes al mes de Septiembre y Junio de los años 1996 y 2006 respectivamente. La representación de la ecuación de afiliación a pensión, es:
AF = P (Edad, Edu, Género, Informales, Subempleo, Agro, Minas, Ind, Elec, Cons, Cio, Trans, Est, Sev, Asal, Con). (1)
Donde AF, es la variable dicotómica de la afiliación al sistema de seguridad social en pensiones y toma el valor de uno (1) cuando el individuo está afiliado y cero cuando no.
EDAD y EDAD2, es la edad tanto de forma lineal como cuadrática.
EDU, representa el número años de escolaridad que tiene el individuo.
GENERO, es una variable dummy, que toma el valor de uno (1) si el individuo es de sexo masculino, y cero (0) cuando el individuo pertenece al sexo femenino.
INFORMALES, es una dummy que toma el valor de (1), cuando el individuo se encuentra en el sector informal, y cero (0) en otro caso.
SUBEMPLEO, es una variable dummy, que toma el valor de uno (1) si el individuo presenta cualquiera de las tres clases de subempleo, y cero (0) en otro caso.
ASAL, es una variable dummy que toma el valor de un (1) cuando el individuo es trabajador particular o del gobierno, y el valor de cero (0) cuando es un trabajador cuenta propia, patrón, servicio doméstico o trabajador familiar sin remuneración.
CON, es una variable dummy que toma el valor de uno (1) si el individuo en su trabajo presenta una contrato a término indefinido, y cero (0) si el contrato es a término fijo o la no existencia de contrato.
Las demás variables tienen la característica de ser variables dummy que miden el efecto de desempeñarse en alguna de las 9 ramas de actividad en la economía.
La estimación de modelo es realizada a través del software STATA 9.0, con la utilización de los comandos SURVEY DATA, que son diseñados especialmente para las Encuestas de Hogares, obteniendo los siguientes resultados:
Cuadro 1
Resultados generales de la estimación
LOGIT del modelo de afiliación al sistema de seguridad social en pensiones
1996 y 2006
Fuente: Estimaciones de los autores, con base en las EH del DANE. Ver apéndice 1
En primera instancia se observa que los parámetros de la regresión presentan los signos esperados y de alta significancia estadística. A continuación se explica cada uno de los coeficientes arrojados por el modelo.
- La edad presenta un coeficiente positivo y estadísticamente significativo para los dos años, lo cual indica que, a medida que ésta aumenta, también se incrementa la probabilidad de participar en el mercado laboral y por ende de estar afiliado al sistema de pensiones. La edad, en su forma cuadrática, muestra un coeficiente negativo y es estadísticamente significativo, en los dos años, con el cual se captura el ciclo de vida laboral del individuo, que en el tiempo se vuelve decreciente.
- La informalidad presenta coeficientes negativos para los dos años de estudio, y son estadísticamente significativos, lo cual muestra la relación inversa la informalidad y la afiliación.
- El subempleo muestra coeficientes negativos, y estadísticamente significativos, lo cual confirma que los individuos que tienen problemas de inserción en el mercado laboral afrontan, a su vez, problemas de afiliación.
- Para el caso de los hombres el coeficiente es negativo para 1996 y 2006, sin embargo, para el último año no presentó validez estadística.
- El coeficiente de los trabajadores asalariados es positivo y estadísticamente significativo, lo que confirma la hipótesis de que para ellos la afiliación es más probable.
- Los trabajadores permanentes presentan coeficientes positivos y estadísticamente significativos como era de esperarse.
- Las ramas de actividad económica que presentan coeficientes positivos son industria manufacturera, electricidad, gas y agua, comercio, restaurantes y hoteles, establecimientos, servicios sociales y comunales, actividades inmobiliarias y construcción.
3. Conclusiones
Bajo el supuesto que las variables explicativas están correctamente seleccionadas, se concluye que los determinantes de la afiliación no han presentado cambios sustanciales en los dos años analizados.
Los resultados del modelo señalan que las variables explicativas tienen los signos esperados y son estadísticamente significativos los coeficientes obtenidos.
La presencia de informalidad y subempleo desestimula la afiliación al sistema de seguridad social en pensiones.
Los trabajadores asalariados y los trabajadores permanentes, dada su naturaleza, presentan condiciones laborales favorables para la afiliación al sistema de seguridad social en pensiones; igual sucede con los de actividades económicas más especializadas.
Apéndice 1
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(*) dy/dx is for discrete change of dummy variable from 0 to 1
(*) dy/dx is for discrete change of dummy variable from 0 to 1 |
1 Artículo resultado de la investigación conjunta realizada entre funcionarios del DANE y la Universidad de La Salle- Facultad de Economía en 2007. Los autores, integrantes del Grupo de Economía Laboral de la Universidad, se hacen responsables del contenido del documento y sus opiniones no comprometen a las instituciones a las cuales pertenecen.
2 Economista de la Universidad Pedagógica y Tecnológica de Colombia; Magíster en Economía de la Universidad Javeriana y en Estudios de Población de la Universidad Externado de Colombia. Docente de la Facultad de economía de la Universidad de la Salle. asrpuj@yahoo.es
3 Economista de la Universidad de La Salle; Docente de la Facultad de Economía de la Universidad de La Salle. cacosta@lasalle.edu.co
4 Economista de la Universidad Central; Magíster en Economía de la Universidad Santo Tomás
y en Planificación y Administración del Desarrollo Regional de la Universidad de los Andes; Docente de la Facultad de Economía de la Universidad de La Salle. cmeza@jupiter.lasalle.edu.co
5 Economista de la Universidad de La Salle; Asistente de Investigación CIDES – Universidad de La Salle. freditoc@hotmail.com
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Meza, C.A., Las transformaciones del sector rural en Colombia en el contexto de las reformas estructurales: 1980 – 2004., Proyecto de Investigación financiado por la Universidad de La Salle, 2007.
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