Revista de Ciencias Sociales (RCS)
Vol. XXVIII, No. 4, octubre - diciembre 2022. pp. 206-229
FCES - LUZ ● ISSN: 1315-9518 ● ISSN-E: 2477-9431
Como citar APA: González, G., Arango, L., y Castellano,
A. (2022). Inclusión laboral a víctimas del desplazamiento forzado:
Determinantes socioeconómicos para el departamento de Sucre Colombia. Revista
de Ciencias Sociales (Ve), XXVIII(4), 206-229.
Inclusión laboral a víctimas del
desplazamiento forzado: Determinantes socioeconómicos para el departamento de
Sucre Colombia
González Palomino, Gustavo*
Arango
Buelvas, León**
Castellano
Montiel, Alberto***
Resumen
La
existencia del desplazamiento forzado como consecuencia del conflicto armado
interno en Colombia, es una constante en casi todas sus regiones, pero este
escrito se concentrará en una consecuencia, la inclusión laboral en el
departamento de Sucre-Colombia, por tanto, pretende analizar los determinantes
de inclusión laboral de la población víctima del desplazamiento forzado por la
violencia en el departamento de Sucre para los años 2011 y 2016. La
investigación es de tipo deductiva con un enfoque descriptivo y cuantitativo,
con estimaciones de modelos Logit y Probit, utilizando como fuente de
información datos de la Encuesta Nacional de Calidad de Vida para los años
referidos con resultados no concluyentes, en referencia de evidenciar una
desventaja en participación, empleabilidad y rentabilidad de la población
desplazada en el departamento de Sucre, Colombia.
Palabras clave: Mercado laboral; inclusión; determinantes
socioeconómicos; desplazados; productividad laboral.
* Magister en Economía aplicada. Economista. Profesor Titular
en la Universidad de Sucre, Sincelejo, Colombia. Miembro del Grupo de
Investigación OIKOS. E-mail: gustavo.gonzalez@unisucre.edu.co ORCID: https://orcid.org/0000-0002-0698-1714
** Doctor en Ciencias Económicas. Magister en Ciencias Económicas.
Especialista en Gerencia Pública. Economista. Profesor Titular en la
Universidad de Sucre, Sincelejo, Colombia. Director del Grupo de Investigación
OIKOS. E-mail: leon.arango@unisucre.edu.co ORCID: https://orcid.org/0000-0001-8198-1872
*** Doctor en Ciencias Económicas. Magister en Gerencia de
Empresas, mención Gerencia Financiera. Economista. Profesor de Planta Universidad
de Sucre, Sincelejo, Colombia. Miembro del Grupo de Investigación OIKOS.
Coordinador del Semillero de Investigación Análisis de la Economía Colombiana.
Individuo de número de la Academia de Ciencias Económicas del Estado Zulia
(miembro de su directiva 2017-2019 y 2019-2021). E-mail. alberto.castellano@unisucre.edu.co
ORCID: https://orcid.org/0000-0003-0824-3202
Recibido: 2022-05-23 · Aceptado: 2022-08-11
Labor inclusion for victims of forced displacement: Socioeconomic determinants for the department of Sucre Colombia
Abstract
The existence of forced displacement as a result of the internal armed conflict in Colombia is a constant in almost all its regions, but this paper will focus on one consequence, labor inclusion in the department of Sucre-Colombia, therefore, it aims to analyze the determinants of inclusion. of the population victim of forced displacement due to violence in the department of Sucre for the years 2011 and 2016. The research is of a deductive type with a descriptive and quantitative approach, with estimates of Logit and Probit models, using data as a source of information. of the National Survey of Quality of Life for the years referred to with inconclusive results, in reference to evidencing a disadvantage in participation, employability and profitability of the displaced population in the department of Sucre, Colombia.
Keywords: Working market; inclusion; socioeconomic determinants; displaced; labor productivity.
Introducción
En
Colombia el prolongado conflicto entre el Estado y las nacientes guerrillas se
origina desde 1958 con la violencia bipartidista (Centro Nacional de Memoria
Histórica, 2016) y ha generado que muchas de sus víctimas se vean obligados a
huir de sus territorios hacia otros lugares donde existan mayores oportunidades
para sobrevivir, ocasionándose así la condición de desplazado.
Las
dificultades de determinados grupos poblacionales (en este caso, la población
desplazada) para incorporarse en el mercado laboral, es un campo de estudio
para la economía, puesto que se ve afectada la fuerza laboral que al ubicarse
en las ciudades receptoras no cuentan con las herramientas necesarias para
obtener un empleo.
Este
fenómeno ha dejado una profunda huella a la población colombiana con alrededor
de siete millones de víctimas, a raíz de los distintos hechos victimizantes,
como: Desplazamiento forzado (4.744.046 victimas), secuestro (27.023 victimas),
reclutamiento ilícito (5.156 victimas), asesinatos selectivos (23.161
victimas), masacres (11.751 victimas), desaparición forzada (25,007 victimas),
minas antipersona (10.189 victimas), ataques y pérdidas de bienes civiles (715
victimas), acciones bélicas (1.344 victimas), y entre los años 1958 y 2012, el
conflicto armado ha causado la muerte de 218.094 personas (Centro Nacional de
Memoria Histórica, 2013).
De
acuerdo con el Alto Comisionado de las Naciones Unidas para los Refugiados
(ACNUR, 2017), el mayor grupo de víctimas del conflicto corresponde a personas
desplazadas, cuya cifra oficial en el año 2016 alcanzó 7,7 millones de
personas. Este grupo poblacional posee en su mayoría habilidades agrícolas, y
dada esta condición se convierte en un inconveniente al momento de competir
laboralmente en mercados que presentan un nivel de formalidad, pues no cuentan
con el nivel educativo requerido.
Según
el Ministerio de Educación Nacional (MEN, 2016), un desplazado, generalmente
posee experiencia laboral y educación en habilidades agrícolas, adquiridas
durante su vida antes de desplazarse; por eso cuando llega al mercado de
trabajo urbano donde se demandan otras competencias, deben vincularse a
trabajos que requieren poco nivel educativo y experiencia, obteniendo salarios
muy bajos, y según Ibáñez y Velásquez (2008) pueden encontrarse ocupados en el
sector informal.
De
acuerdo a Mendía (2000), la migración forzosa se define como lo opuesto a
migración voluntaria; mientras que esta última se refiere a aquel movimiento de
la población en el que las personas pueden elegir hacia qué lugar desplazarse,
la migración forzosa conlleva un elemento de coacción que determina las
decisiones de las personas, y para esta investigación la definición de
migración forzosa es más cercana al desplazamiento.
Por
otra parte, se considera que el conflicto armado en Colombia prospera en las
zonas más pobres y vulnerables del país, pues en estas zonas la presencia del
Estado es menor y los grupos ilegales pueden ejercer sus actividades con mayor
libertad, puesto que los problemas de seguridad implican una menor inversión,
disminución del crecimiento económico y un mayor desempleo (Khoudour-Cásteras,
2009; Mazuera-Arias et al., 2019). La existencia de una baja presencia estatal
ha ocasionado violación en los derechos de propiedad sobre la tierra, sobre
todo cuando no están definidos, determinando así, el despojo de manera violenta
(Egea y Soledad, 2008).
Haciendo
referencia a la subregión Montes de María (Departamentos de Sucre y Bolívar),
cabe indicar que han existido distintos hechos violentos, como es el caso de
los ocurridos en los años 1996 y 2000 en los municipios de Chalan (Sucre) y El
Carmen de Bolívar (Bolívar), respectivamente; en el primero de ellos, ocurrió
el atentado con el burro bomba; y en el segundo, las masacres de El Salao y
Macayepo; estas acciones victimizan a los habitantes de la región trayendo como
consecuencias la pérdida de activos, desintegración familiar, altas tasas de
desempleo, deterioro de la calidad de vida y demás secuelas de un
desplazamiento forzado (Mooney, 2005).
Consecuente
con la situación descrita, esta población migra con mayor frecuencia de áreas
rurales a urbanas, puesto que tienen la percepción que en dichos centros habrá
mayores oportunidades y acceso al mercado de trabajo (Botón, Botero y Rincón,
2013). Sin embargo, la realidad indica que para la población desplazada la
primera experiencia de trabajo en la ciudad está relacionada con la economía
informal (Ruano, 2013). Adicionalmente, los migrantes llegan a puntos
específicos y generalmente se ubican en las periferias de la ciudad en las que
los escasos recursos son latentes y las pocas oportunidades no se hacen esperar
(Peláez et al., 2021).
Los
fenómenos del desplazamiento forzado tienen un impacto económico y social a las
víctimas del mismo, pero también a las regiones que llegan esta clase de
individuos, generando un incremento de la mano de obra en las grandes ciudades,
condicionando a tener más desempleo, más pobreza, y precarias condiciones a las
que se ven sometidas cuando se ubican en los centros urbanos.
Vale
destacar el estudio realizado por la Asociación Probienestar de la Familia
Colombiana (PROFAMILIA, 2015), donde se evidencia que la situación del
desplazado en Colombia deteriora su calidad de vida, y las condiciones
precarias de los hogares; además, del difícil acceso a servicios públicos y
sanitarios e incapacidad de las regiones receptoras para acoger a esta
población, pues los indicadores de salud (apenas tiene acceso el 48% al
Sisbén), y educación (la encuesta evidencia una concentración de
aproximadamente el 80% en estudios máximo de secundaria), son alarmantes para
dicho grupo; esto, sumado a las grandes barreras para acceder al mercado
laboral, lleva a dicha población a buscar subsistencia en la informalidad
(Botón et al., 2013).
Para
el caso del departamento de Sucre, considerado una zona estratégica para los
grupos armados en Colombia, a causa de su condición geográfica, se facilita la
producción, comercialización y transporte de productos ilícitos, lo que es
propicio para la obtención de recursos para el financiamiento de dichos grupos
(ACNUR, 2010). A raíz de los distintos hechos victimizantes realizados por
estos, la población se vio obligada a desplazarse hacia otros territorios,
dejando a más de 348.600 (personas declaradas) víctimas del conflicto armado.
Para los años 2011 y 2016 el número de personas desplazadas en el departamento
de Sucre fueron 19.315 y 2.004 (personas declaradas), respectivamente, de
acuerdo con el Registro Único de Victimas (RUV, 2018).
Como
indicadores del mercado laboral se tiene que para el año 2011 la tasa de
desempleo era 10,3%; la tasa global de participación 55,5%; y, la tasa de
ocupación 49,7% (DANE, 2012). Para el año 2016, la tasa de desempleo fue 9,4%,
la tasa global de participación 60,1% y la tasa de ocupación 54,4% (DANE,
2017). Según el Registro Único de Victimas (RUV) esta población en un 10,1% se
encuentra en pobreza extrema, con un nivel de Necesidades Básicas Insatisfechas
(NBI) de 31,9%.
Una
vez los desplazados llegan al sitio de recepción, el primer efecto en el
mercado laboral de los centros urbanos es el aumento de la tasa de
participación. La disposición de trabajar de la población desplazada aumenta y
la escasa inclusión de la nueva oferta a la demanda de trabajo formal, conlleva
a que se vinculen a la informalidad. Cabe resaltar que Sincelejo, es la segunda
ciudad que presenta mayor proporción de informalidad, donde un 65,7% de la
población está ocupada en la informalidad para el año 2016 (DANE, 2017).
A
nivel mundial, Colombia ocupa el primer lugar con el mayor número de personas
desplazadas a causa de la violencia, en el año 2016, 171 mil personas debieron
dejar sus hogares debido a este flagelo (Consejo Noruego para Refugiados [NRC],
2017), y está problemática social tiene incidencia en el departamento de Sucre,
por eso se hace necesario ahondar la situación del desplazamiento en este
departamento y sus consecuencias en productividad laboral, como también en la
calidad de vida de esta gran proporción de población del departamento.
Por
eso, teniendo en cuenta los planteamientos presentados anteriormente es
importante considerar que el objetivo de la investigación es analizar los
determinantes de la inclusión laboral de la población víctima del
desplazamiento forzado por la violencia, en el mercado de trabajo del
Departamento de Sucre para los años 2011 y 2016.
1.
Contexto teórico de la inclusión laboral a víctimas del desplazamiento forzado
1.1.
Antecedentes de inclusión laboral
La
inclusión al mercado de trabajo que enfrenta la población víctima del
desplazamiento forzado se ha convertido en una problemática que afecta el
bienestar de este grupo poblacional, lo cual se ha estudiado en la literatura
económica a nivel internacional, nacional y regional, en aspectos que influyen
en la inclusión laboral de los desplazados forzados.
Sobre
el particular Kondilys (2010), estimó la incidencia del desplazamiento forzado
en las variables del mercado laboral, aplicado a Bosnia y Herzegovina, mediante
un modelo de variable instrumental, utilizando una fuente de datos longitudinal
para constatar el desplazamiento provocado por el conflicto y sus efectos en el
mercado de trabajo para bosnios en la post -
guerra. La decisión de migrar reside en que la utilidad de desplazarse sea
mayor a la utilidad de no desplazarse. Los resultados obtenidos demuestran que
los hombres y mujeres de Bosnia desplazados tienen menos probabilidades de
encontrarse trabajando en relación con quienes se quedaron.
En ese
orden de ideas, agrega Kondilys (2010) que la falta de empleo significa un
mayor desempleo para hombres, por lo tanto, disminuye la participación de las
mujeres, comprobándose que el desplazamiento afectó negativamente los
resultados del mercado laboral de hombres y mujeres bosnias en cuanto al acceso
al empleo.
Por su
parte, Silva y Sarmiento (2013) analizan si existe una menor probabilidad para
los desplazados forzados de encontrarse ocupados en el mercado de trabajo, en
comparación con otros grupos poblacionales analizados, mediante un modelo de
participación laboral. En ese sentido, definen una ecuación de participación
laboral, considerando como variable a explicar de forma discreta que toma los
valores del estado ocupacional, explicado por un vector de características
observables del individuo, y un vector de errores que representa el efecto no
observable sobre las características de participación.
Cabe
indicar que en el modelo de regresión logística multinomial de participación
laboral, la variable dependiente representa el estado ocupacional del j-esimo
individuo que adquiere los valores de: 1= inactivos, 2= desocupados, y 3=
ocupados; y los regresores hacen referencia a las variables explicativas. La
estimación se lleva a cabo con una matriz de covarianza robusta con el fin de
evitar la presencia de heteroscedasticidad en la estimación de los
coeficientes.
En
otro contexto, Fajardo y Sarmiento (2016) propusieron un modelo econométrico de
elección discreta logístico, el cual muestra que la probabilidad de encontrar
una persona desplazada que esté empleada en Popayán, es del 30,6%; es decir, la
posibilidad de que se encuentre desempleada siendo desplazado(a) es del 69,4%.
Cifras que demuestran la baja inserción laboral de los desplazados(as) que
viven en esa ciudad. Por otra parte, el hecho de ser hombre eleva la
probabilidad de estar empleado por encima de ser mujer en 16%. De otro lado,
los resultados muestran que, por cada año de desplazamiento de la persona por
primera vez, la probabilidad de tener empleo se incrementa alrededor de 1%, lo
que traduce que las personas que recientemente han sido desplazadas están en
desventaja frente a quienes llevan más años en esta situación.
1.2.
Aspectos teóricos de la inclusión laboral
Para
el desarrollo y comprensión de los resultados de la investigación es necesario
profundizar en un marco teórico de referencia, que permita determinar los
niveles de inclusión de la población víctima del desplazamiento forzado en el
mercado de trabajo.
a.
Participación laboral
Se
puede partir de los supuestos teóricos más generalizantes en el mercado de
trabajo; en este sentido, en la participación laboral se destacan elementos
teóricos del modelo Ocio-Consumo, el cual permite identificar los determinantes
de la participación en el mercado de trabajo desde la oferta, girando en torno
a la elección que hace un individuo en la asignación de su tiempo entre el
trabajo (tiempo que se dedica a un empleo remunerado, o el tiempo que dispone
para consumir) y el ocio (tiempo dedicado a actividades por lo que un individuo
no es remunerado) (Arroyo y Pinzón, 2013).
Partiendo
del supuesto que cada individuo busca maximizar su utilidad consumiendo bienes
y servicios (q) y el ocio (h), como también teniendo una dotación de tiempo (T)
que distribuye entre trabajo (l) y otras actividades denominadas ocio (h)
(Tobón y Rodríguez, 2015); entonces maxU (h, q, A, v). Las ecuaciones en forma
reducida, las funciones de demanda de ocio (h), oferta de trabajo (l) y consumo
(q) se expresan como:
q* =
q(p,w,y;A,v)
h* =
h(p,w,y;A,v)
l*=
T-h* = l(p,w,y;A,v)
Dónde:
q: Nivel de consumo; p: Precio del mercado; w: Ingreso laboral; y: Nivel de
renta independiente de su decisión de participar; A: Características
observables (raza, edad, entre otras); v: Datos no observados; h: Otras
actividades denominadas Ocio; l: Oferta de trabajo, definido en horas; y, T:
Dotación de tiempo.
El
resultado de este modelo reposa en la decisión de los individuos de participar
en la fuerza laboral (PEA) y es explicado por el salario de reserva, que es el
salario más alto al que una persona decide no trabajar, que decidiría trabajar
(McConnell, Brue y Macpherson, 2007). Es decir, una persona no participará en
el mercado laboral, y no estará dispuesto a ofrecer horas cuando el salario
corriente (w) sea menor que su salario de reserva (w*), implicando en este
caso, que el individuo participa en el mercado laboral siempre y cuando el
salario corriente o salario ofrecido sea mayor o igual al salario de reserva.
De
esta manera si el salario de mercado es inferior al salario de reserva, el
individuo decidirá no participar en la fuerza laboral, puesto que le resulta
más valioso estar fuera del mercado de trabajo (solución de esquina), dado que
trabajar sólo disminuiría su bienestar y alcanza el máximo de su utilidad
dedicando todo el tiempo al ocio; en este caso el nivel de consumo es
independiente de su trabajo y estaría determinado por su ingreso no laboral.
Como
se mencionó anteriormente, las decisiones sobre participación laboral han sido
ampliamente analizadas; sin embargo, Uribe, Ortiz y Correa (2004; 2006); así
como Ortiz y Uribe (2005) lo contradicen, señalando que sí es cierto que los
individuos pueden decidir y escoger libremente entre participar o no en el
mercado de trabajo o estar ocupados en el sector formal o informal, pero lo
hacen sujetos a unas restricciones de orden macroeconómico que actúan por el
lado de la demanda de trabajo: Existencia de racionamiento de los empleos de
buena calidad, existencia de economías a escala en las empresas u otras
características tecnológicas de las firmas. Estas características inciden en la
estructura laboral de equilibrio, especialmente en la cantidad de trabajadores
que se vinculan al sector formal de la economía, pero son variables
independientes de los individuos, es decir, exógenas.
En ese
orden de ideas, las variables exógenas inciden en el hecho que un individuo se
inserte en el mercado formal, ya sea por sus propias características, como
características de género, posición en el hogar, educación y experiencia, o
como se mencionó por que las empresas tienen limitaciones en su tamaño y
exigencias al momento de adquirir mano de obra. Teniendo en cuenta esta
hipótesis, los hogares desplazados tienen una propensión a ser pobres y
vulnerables y su mayor problema es encontrar un trabajo para poder subsistir,
puesto que no cuentan con activos para cubrir sus necesidades básicas.
Se
puede agregar, que la población desplazada no cuenta en su mayoría con las
habilidades y experiencia requeridas por las empresas limitando su acceso al
mercado formal, lo que conlleva a que se incluyan en el sector informal,
cooperando a una baja calidad de vida (Romero, 2013). Además, de acuerdo con
García et al. (2018), hay percepción negativa en los empresarios para insertar
a las personas que se encuentran en condición de desplazados o desmovilizados
por el conflicto armado, como trabajadores, e integrarlos y ofrecerles
imparcialidad.
b.
Consideraciones teóricas de migración rural a sitios urbanos
Harris
y Todaro (1970), explican los problemas relacionados con la migración
rural-urbana, proponiendo un modelo de dos sectores con dos funciones de
producción y Productos diferentes: Urbano y rural. La diferencia radica en la
existencia de un salario mínimo (superior al de equilibrio) en el sector
urbano. Este salario mínimo, ocasiona desempleo en el mercado laboral urbano,
reflejado en la posición de no encontrar empleo, a diferencia del salario del
sector rural que es de equilibrio; es decir, las cantidades ofertadas son
iguales a las demandadas; por lo que no existe desempleo (pleno empleo).
Este
modelo asume que los individuos del sector rural se comportan como
maximizadores de utilidad esperada. Los agentes del sector rural tienen dos
alternativas: Trabajar en el sector agrícola, con la certeza de recibir el salario
de equilibrio, o desplazarse a la ciudad en busca de un trabajo para intentar
conseguir un salario mínimo, aun arriesgándose de estar desempleado, pero con
la esperanza de conseguir un trabajo mejor remunerado. De manera más formal se
tiene:
La
migración rural a la urbana se dará si: Wr < 
Wu
La
migración urbana a rural se dará si: Wr> 
Wu
Y en
equilibrio Wr = 
Wu
Dónde:
Wr: salario en el sector rural; le: Número total de empleos disponibles en el
sector urbana; lus: Número total de personas en busca de empleo, empleadas y
desempleadas en el sector urbano; Wu: Salarios urbanos.
Por lo
tanto, la migración de las áreas rurales a las urbanas aumentará si los
salarios urbanos (wu) aumentan en el sector urbano (le), aumentando el ingreso
urbano esperado; la productividad agrícola disminuye, disminuyendo los salarios
en el sector agrícola (wr), disminuyendo el ingreso rural esperado.
La
migración rural a la urbana provoca desempleo en las ciudades, puesto que las
tasas de migración superan las tasas de generación de empleos urbanos,
ocasionando también que muchas personas terminen empleándose en el sector
informal afectando su calidad de vida y bienestar (Harrys y Todaro, 1970;
Ortíz, 2013).
c.
Elementos de Discriminación Estadística
Se
puede referenciar el enfoque de Discriminación Estadística de Phelps (1973); y
Aigner y Cain (1977), en donde los empresarios toman como referencia las
características promedias de los diferentes grupos y dejan de lado las
individuales en los trabajadores; la razón de esto, es porque se asume que la
información es imperfecta, con demandantes de trabajo sin suficiente
información de las habilidades o individuos, mientras que la concerniente a un
grupo poblacional es más completa. Este tipo determinación económica está dado
por el costo de la información, la cual, si es más detallada implica mayores
gastos, y los empresarios no están dispuestos a cubrirlos.
Además
de esto la información imperfecta debería ser momentánea puesto que, los
individuos al ser contratados tienen la posibilidad de demostrar sus destrezas
y habilidades, que en muchos casos pueden ser más productivos que los promedios
a nivel grupal y es allí donde el empresario opta por eliminar la diferencia
salarial.
En ese
orden de ideas, cabe indicar que la discriminación puede seguir, puesto que no
todos los trabajadores trasmiten un buen desempeño frente a los demás miembros
del grupo al que pertenece, es por esto que Aigner y Caín (1977) hacen un
cuestionamiento sobre la menor remuneración de este grupo, explicado por la
escasa información de la que se dispone; además, Baquero, Guataqui y Sarmiento
(2000) sugieren un mejoramiento de la información de este grupo hacia el
mercado.
Por su parte, Rivera (2013) señala que uno de los problemas de la discriminación estadística es que utiliza promedios a nivel grupal, y que a nivel individual serán estigmatizados por las características del grupo. La descripción del modelo sería:
Dónde:
JE (b, n) = Los empleadores observan el grupo al que pertenecen los
trabajadores; q = Habilidades de los trabajadores; Ɵ = Valor esperado de q; σ2 = Varianza; µ = Es el error.
Sin
embargo, Heckman (1979) realiza una crítica al modelo de discriminación
estadística indicando que se presentan problemas en la selección y que esto se
exhibe debido a dos causas: La primera de ellas, es la existencia de un proceso
de autoselección por parte de los individuos de la muestra. Mientras que la
segunda, es consecuencia de la decisión del propio investigador de seleccionar
únicamente una parte concreta de toda la muestra. En cualquiera de estos dos
casos, a la hora de tratar de estimar una ecuación de comportamiento, habría
que tener en cuenta este aspecto para evitar incurrir en estimadores sesgados e
inconsistentes. Plantea, además, que el sesgo de autoselección se sustenta en
el problema de variables omitidas, y finalmente, mediante la incorporación de
un corrector de sesgo se pueden corregir la matriz de varianza-covarianza y los
errores estándar.
Considerando
la teoría de la discriminación estadística, se podría determinar a la población
desplazada como una minoría poblacional estigmatizada en cuanto a las
habilidades que poseen, pues si se tiene esa percepción, no serán demandadas en
los centros urbanos receptores y son poco atractivos en el mercado de trabajo.
2.
Metodología
La
investigación es de tipo deductiva, con un enfoque descriptivo y cuantitativo,
donde se pretende evidenciar cuáles son los determinantes que influyen en la
inclusión de la población desplazada forzadamente por la violencia, en el
mercado de trabajo del Departamento de Sucre.
La
población objeto de estudio fue el mercado laboral del departamento de Sucre en
Colombia, registrados en la Encuesta Nacional de Vida (ECV) como desplazados
forzados por la violencia para los años 2011 y 2016. Los datos para el análisis
de la participación laboral provienen de información secundaria de la Encuesta
Nacional de Calidad de Vida (ECV) en los años 2011 y 2016, para el departamento
de Sucre, realizada por el Departamento Administrativo Nacional de Estadísticas
(DANE).
La
estrategia metodológica consiste en realizar primero una revisión bibliográfica
para contextualizar la investigación, tomando como base las teorías de
ocio-consumo, discriminación estadística y la migración del campo a la ciudad
(modelo de Harris y Todaro). Se realiza una revisión de la teoría que sustenta
la oferta laboral: El modelo Ocio Consumo. Luego se realizó la verificación
empírica del modelo, y a través de un modelo de elección binaria Logit se hace la respectiva definición de las
variables del modelo empírico a estimar en esta investigación.
Las
herramientas para el análisis descriptivo de los individuos desplazados que
participan o no en el mercado laboral teniendo en cuenta las variables
propuestas en los modelos, fueron procesadas mediante el software estadístico Stata 12.0; siguiendo con la
metodología, se realiza una caracterización de la población objeto de estudio y
una estimación descriptiva utilizando indicadores del mercado laboral, y por
último, se plantea la evidencia empírica como resultado de estimaciones de
corte transversal o longitudinal.
Con
respecto a la definición del modelo, se plantea un modelo Logit donde la variable dependiente es de
naturaleza cualitativa, es decir, la regresada es una variable binaria o
dicótoma, y considerando la modelación en Sucre a que un individuo participe
laboralmente, incluyendo como regresor determinante en forma binaria la
condición de ser desplazado. En un principio se específica un modelo Logit que adopta la siguiente forma (Gujarati,
2004):
Li= ln
β1+β2Xi+µi (1)
Donde
X representa las variables independientes del modelo y PartLi representa la
probabilidad que un individuo participe.
Como
el propósito de la investigación es indagar sobre los determinantes de la
inclusión laboral de los desplazados en el Departamento de Sucre, se plantea el
siguiente modelo:
Li=ln
β1+β2Edui+β3Expi+β4Exp2i+β5
Generoi+β6EstCi+β7Parentescoi+
Β8Estratoi+β9Wnli+β10Ayudi+β11
Despi+µ (2)
Ahora
bien, como se puede observar, la variable dependiente es la participación en el
mercado Laboral (PartL), la cual es una variable binaria, cuyos valores serán
1, si participa en el mercado de trabajo, y 0, en otro caso.
Respecto
a las variables que explicaran la participación laboral, se tiene: Edu: Años de
educación; Exp: Experiencia Potencial del individuo; Exp2 = Experiencia
potencial al cuadrado; Género: Genero, es una variable binaria, que toma valor
de 1, para los hombres, y 0 en otro caso; EstC: Estado civil, es una variable dummy que toma valor de 1, si la persona es
casada, y 0 en otro caso; Parentesco: Jefatura del hogar, es dicótoma, toma el
valor de 1, si es jefe de hogar; Estr: Estrato socioeconómico; Wnl: Ingresos no
Laborales; Ayud: Variable Dummy, toma valor
de 1 si recibe ayudas por parte del Estado; Desp: Variable dicótoma, toma el
valor de 1, si es desplazado; µ: Error de estimación.
El
resultado de esta primera regresión, invita a una reflexión de autoselección de
un trabajador en el mercado de trabajo en el departamento de Sucre, lo cual
tiene todavía perspectiva de análisis de oferta en el mercado de trabajo y está
lejos de la condición de víctima de desplazamiento, por eso una visión desde de
la demanda tiene más cercanía con el propósito de la investigación, por eso se
presenta la ecuación (3), para poder desarrollar una regresión logística
binaria que permita realizar un análisis de los Ocupados, considerando las
determinantes que permitan obtener un empleo, y sobre todo de un desplazado,
considerado en su regresor binario:
OCU = β1+β2Edui+β3Expi+β4Exp2i+β5
Generoi+β6EstCi+β7
Parentescoi+Β8Estri+β9Wnli +β10Ayudi+β11
Desp+µ
(3)
La
variable dependiente es Ocupados (OCU), la cual es una variable binaria, cuyo
valor es 1, si se encuentra trabajando, y 0, en otro caso. Téngase en cuenta
que se tomaron las mismas variables independientes del modelo anterior (2).
Para
realizar el análisis de inclusión de desplazados al mercado de trabajo en
Sucre, también considera esta investigación la llegada del desplazado al
mercado de trabajo, por eso el análisis debe relacionarse con el crecimiento de
la productividad, la cual ha sido modelada con las regresiones mincerianas,
siendo la variable a explicar, el crecimiento de los ingreso laborales dentro
de los modelos de mercado laboral, donde el ingreso es la variación en
logaritmo del salario y esta explicada en función de los años educativos (Edu),
experiencia potencial (Exp), y el término cuadrático de la experiencia
potencial (Exp2), del siguiente modo:
LnWi = β1+β2Edui+β3Expi+β4Exp2i +µ (4)
Después
se modifica la ecuación de “Mincer” para incluir variables e identificar el
nivel de ingresos de los ocupados, por tanto, la forma funcional, a partir de
la ecuación Minceriana, agregándole las variables género (Genero), estado civil
(EstC), parentesco (Parentesco), horas trabajadas mensuales (lnHtrm), estrato
socioeconómico (Estr), ingresos no laborales (Wnl), salud (Salud), ayudas del
Estado (Ayud), desplazados (Desp), y tipo de contrato (TipodeC), sería:
LnWi=β1+β2Edui+β3Expi+β4Exp2i+β5
Generoi+β6EstCi+β7
Parentescoi+β8lnHtrmi+Β9Estri +β10Wnli+β11Saludi+β12
Ayudi+β13Despi+ β14TipodeCi + µ
(5)
La
mayoría de las variables agregadas son las mismas que se presentan en la
ecuación (2) y (3), a excepción de la variable tipo de contrato (TipodeC),
Logaritmo natural de las horas trabajadas mensuales (lnHtrm), y Salud (Salud).
Dónde: TipodeC: Tipo de contrato, la cual toma el valor de 1, si es verbal;
Salud: Salud, variable dicótoma, toma el valor de 1, si está afiliado; y
LnHtrm: Logaritmo natural de las horas trabajadas mensuales.
Cuando
se estima este tipo de ecuaciones, suele presentarse un problema denominado
“sesgo de selección”, porque las muestras no son aleatorias, es decir, no
representan adecuadamente a toda la población, en este caso las personas
víctimas del desplazamiento forzado, y las personas que no son víctimas de
éste, son una submuestra de toda la población. Heckman (1979), propone estimar
una variable calculada mediante un modelo Probit
que elimine este problema, solucionando así el sesgo de selección.
Para
el caso de la investigación, se aplicará el método de máxima verosimilitud de
Heckman para corregir el sesgo mediante un modelo Probit,
incluyendo en la ecuación Minceriana el inverso del coeficiente de Mills, que
es la razón en función de la probabilidad de estar ocupado. La ecuación para
evaluar el sesgo viene dada de la siguiente manera:
PEA= β1+β2edad+β3estcony+β4parentesco+µ (6)
Entonces:
PEA: Población Económicamente Activa; Edad: Edad del individuo; Estcony: Estado
Conyugal, toma valor de 1, si es casado; y Parentesco: Toma valor de 1, si es
jefe de hogar.
Para
llevar a cabo este cálculo se realizará una estimación secuencial por medio de
dos funciones: La de mínimos cuadrados, usando la ecuación (3); y la binaria (Probit), por medio de la ecuación (5). Teniendo en
cuenta de esta manera a los inactivos y desempleados pertenecientes al sector
informal.
Una
vez estimada la ecuación y a partir de los residuos de la misma se calcula el
inverso de la razón de Mills (lambda). En una segunda etapa, se calcula un
modelo de Mínimos Cuadrados Ordinarios, introduciéndose como un regresor
adicional el término de corrección del sesgo de selección, el inverso de Mills.
Por
último, se planteó un análisis cuantitativo que permita identificar cuáles son
los determinantes de la inclusión laboral que pueden tener la población víctima
del desplazamiento forzado, en el mercado de trabajo en el Departamento de
Sucre, y a partir de esto realizar las respectivas conclusiones según los
resultados obtenidos.
3.
Resultados y discusión
3.1.
Caracterización de la información muestral de la Encuesta de Calidad de Vida
Como
el propósito de esta investigación es determinar el nivel de inclusión laboral
de las víctimas de desplazamiento forzado por el conflicto colombiano en el
departamento de Sucre, es importante tener información que describa a la
población sucreña, como también su mercado de trabajo y las victimas de
desplazamiento forzado que se autodenominan en la Encuesta de Calidad de Vida
(ECV).
La
Tabla 1, sintetiza un conjunto de variables cuantitativas y categóricas para la
población objeto de este trabajo. Se parte del peso poblacional de las víctimas
del conflicto en la población general de Colombia y del departamento de Sucre,
para los años 2011 y 2016, y se puede determinar un crecimiento de las víctimas
en su peso poblacional para el año 2016, pero con mayor crecimiento para el
departamento, eso define que el crecimiento de víctimas es mayor en Sucre que a
nivel nacional. Este resultado sugiere que el departamento de Sucre tiene más
víctimas a atender de acuerdo a su población.
Tabla
1
Variables
descriptivas del perfil socioeconómico, años 2011 y 2016
|
Variables |
Año 2011 |
Año 2016 |
||||||
|
Nacional |
Sucre |
Nacional |
Sucre |
|||||
|
Desp |
No Desp |
Desp |
No Desp |
Desp |
No Desp |
Desp |
No Desp |
|
|
Desplazados |
2,6% |
97,4% |
2,95% |
97,05% |
2,19% |
97,81% |
4,80% |
95,20% |
|
Edad Prom |
34,4 |
30,04 |
29,08 |
27,47 |
40,28 |
31,28 |
41,86 |
27,36 |
|
Genero |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Mujeres |
49,85% |
50,68% |
43,08% |
48,48% |
51,93% |
50,53% |
59,45% |
51,34% |
|
Hombres |
50,15% |
49,32% |
56,92% |
51,52% |
48,07% |
49,26% |
40,55% |
48,66% |
|
Año Edup |
4,9 |
5,79 |
5,4 |
5,59 |
6,17 |
6,35 |
6,62 |
6,62 |
|
Estado Civil (Casados) |
17,34% |
17,70% |
7,64% |
11,30% |
21,75% |
17,74% |
12,92% |
9,75% |
|
Jefe Hogar |
24,34% |
18,99% |
22,17% |
15,42% |
34,32% |
22,20% |
33,91% |
20,45% |
|
Estrato Prom |
1.66 |
2.2 |
1.33 |
1.28 |
1.95 |
2.11 |
0.431644 |
1.35 |
|
Subsidios |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Familias en Acción |
10,91% |
4,46% |
16,41% |
9,74% |
13,12% |
4,24% |
25,25% |
9,05% |
|
Adulto Mayor |
1,47% |
0,94% |
0,00% |
2,43% |
3,58% |
1,97% |
3,46% |
2,72% |
|
Salud |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Si afiliado |
86,12% |
90,32% |
80,30% |
87,99% |
92,69% |
95,35% |
97,35% |
95,86% |
|
No Afiliado |
13,84% |
9,63% |
19,70% |
12,01% |
7,09% |
4,35% |
2645,31% |
3,80% |
|
Tipo de Contrato |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Verbal |
12,89% |
9,43% |
13,64% |
5,35% |
13,17% |
7,99% |
12,75% |
9,48% |
|
Escrito |
7,84% |
13,76% |
3,73% |
4,60% |
11,62% |
15,96% |
8,41% |
5,28% |
|
Hrs Prom Trab Sem |
45,88 |
44,79 |
52,51 |
42,20 |
45,03 |
44,31 |
39,97 |
39,88 |
|
Ing no Lab (Cesantías) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Si |
1,99% |
3,35% |
2,20% |
0,45% |
1,69% |
2,04% |
- |
1,93% |
|
No |
86,58% |
73,87% |
87,57% |
72,28% |
93,43% |
76,11% |
100,00% |
72,12% |
Fuente: Elaboración propia, 2022.
También
se evidencia que la población víctima del desplazamiento forzado es más adulta
que el total poblacional a nivel nacional y en el departamento de Sucre, con
una diferencia media de 6 años para Colombia y de más de 10 años para el
departamento de Sucre, manteniéndose la diferencia de edad en los años de
estudio en esta investigación; lo que indica que la población en el
departamento es de mayor edad, y sumado a esto su condición de víctima del
desplazamiento forzado, es impedimento al momento de acceder al mercado de
trabajo.
Con
relación al género, se presenta que la población desplazada forzosamente a
nivel nacional y Sucre en su mayoría son hombres durante 2011, con una
variación inversa de genero para el otro año de estudio (2016) tanto a nivel
nacional como departamental (ver Tabla 1).
Con
respecto al año o grado de educación promedio de la población Sucreña víctima
del desplazamiento, en los dos años descritos en esta investigación se
encuentra por encima de la media nacional, con una diferencia media de 0,5
puntos porcentuales para el año 2011 y aproximadamente de 0,45 puntos
porcentuales para el 2016 (ver Tabla 1), evidenciando que el año máximo de
grado aprobado por la población victima ha aumentado entre los años de estudio,
es decir están escolarizados.
Por
otra parte, analizando el estado civil de la población del desplazamiento
forzado, en la Tabla 1 se evidencia un menor porcentaje de personas casadas con
respecto al total poblacional a nivel nacional y en el departamento de Sucre,
con una diferencia media de 4 puntos porcentuales para Colombia y Sucre, y de
más de 4 puntos porcentuales para el departamento de Sucre, entre los años 2011
y 2016.
Así
mismo, se observa que la población víctima del desplazamiento forzado en su
mayoría son jefes de hogar con respecto al total poblacional para Colombia y
Sucre (ver Tabla 1), con una diferencia de más de 10 puntos porcentuales,
manteniéndose la misma en los dos años, evidenciando que ser jefe de hogar
implica mayor dependencia por parte de los demás miembros de la familia.
Además,
se evidencia que la situación posdesplazamiento de la población victima por la
violencia, es más precaria que el total poblacional presentando un estrato
promedio de 1 a nivel nacional y en el departamento de Sucre durante los dos
años. De igual forma la población desplazada por la violencia es beneficiaria
de subsidios por parte del Estado, como puede observarse en la Tabla 1, el
subsidio Familias en Acción presenta un aumento a nivel nacional (10,91% a
13,12%) entre 2011 y 2016, pero este aumento fue mayor en el departamento
(16,41% a 25,25%), dejando entrever que el Estado se manifiesta por medio de
subsidios para ayudar económicamente a la población desplazada víctima del
conflicto armado.
En
materia de salud, se observa en la Tabla 1 que la población desplazada posee un
alto grado de vulnerabilidad y precariedad en Colombia, se resalta además que,
si bien hay más hogares afiliados al sistema de seguridad social aumentando del
año 2011 al 2016, la salud de la población víctima del desplazamiento forzado
se deteriora como consecuencia de su situación posdesplazamiento. También, se
evidencia que la población desplazada por la violencia está vinculada
laboralmente por contrato verbal más que el escrito, lo que muestra que la
mayor parte de dicha población se encuentra en la informalidad.
En
cuanto a las horas trabajadas mensuales por parte de la población desplazada se
evidencia que las personas desplazadas trabajan en promedio más horas mensuales
que el resto de la población (ver Tabla 1). Sumado a esto dicha población no
obtuvo ingresos por concepto de cesantías, lo que significa que la población
desplazada en su mayoría no cuenta con las prestaciones sociales en comparación
con el resto de la población.
3.2.
Resultados Econométricos: Estimaciones de la participación laboral
Según
el desarrollo metodológico de la investigación, es importante destacar los
determinantes que influyen en la inclusión laboral de la población desplazada
por la violencia en el departamento de Sucre para los años 2011 y 2016, para
poder explicarlos, se debe partir de cómo llegan a participar las victimas al
mercado de trabajo; también, cómo son sus posibilidades de tener empleo; y
finalmente, medir su retorno en cuanto a capital humano en el caso que lleguen
a tener un empleo. Con esto, queda cubierto el nivel de inclusión laboral a
esta población y las posibles dificultades que tienen en el proceso.
De
acuerdo a la estrategia metodológica, inicialmente se plantea una regresión
binaria Logit para explicar la participación
laboral en Colombia y en Sucre con la muestra construida por la Encuesta de
Calidad de Vida en los años 2011 y 2016, considerando como regresor binario la
condición víctima de desplazamiento, para así medir el efecto en la
probabilidad de pertenecer al mercado de trabajo (para el caso colombiano
Población Económicamente Activa).
La
regresión propone regresores típicos de capital humano donde están: Año o Grado
de Educación Aprobado (Edu), Experiencia Potencial (Exp), el termino Cuadrático
de la Experiencia Potencial (Exp2), Genero (toma valor de 1, para los hombres),
Estado Civil (EstC, 1 para el caso de los casados), Parentesco (Parentesco, 1
para el caso de ser jefe de hogar), Estrato (Estr), Ingresos no laborales
(Wnl), Ayudas del Estado (Ayud), y Desplazados (Desp, en este caso 1 para las
frecuencias que se identifican como víctimas de desplazamiento).
Inicialmente
se realizan estimaciones por Máxima Verisimilitud (MV), corregidas por
heteroscedasticidad por el supuesto de White (1980). Los resultados obtenidos
en la Tabla 2, evidencian que la variable Educación en los años de estudio de
esta investigación a nivel nacional como departamental, posee signo positivo y
consistente dentro de la lógica teórica, lo que significa que más escolaridad
asumida, aumenta la probabilidad de participación de un trabajador en su
mercado.
Tabla
2
Estimaciones
logísticas de participación laboral a nivel nacional y departamental para los
años 2011 y 2016
|
Años |
2011 |
2016 |
||
|
Variables |
Nacional |
Sucre |
Nacional |
Sucre |
|
Edu |
0,0850003*** |
0,1161272*** |
0,122534*** |
0,2219768*** |
|
Exp Pot |
0,1724256*** |
0,1729621*** |
0,1591433*** |
0,17147*** |
|
Exp^2 |
-0,0026277*** |
-0,002427*** |
-0,0024355*** |
-0,0022223*** |
|
Genero |
1,805314*** |
2,527061*** |
1,827615*** |
2,765744*** |
|
Est Civil |
-0,3061941*** |
0,0295588 |
-0,3407697*** |
-0,6740987*** |
|
Parentesco |
1,007788*** |
0,8615177*** |
0,8604803*** |
0,2082489*** |
|
Estrato |
-0,0170209* |
0,0787421 |
-0,0598513*** |
0,0935285*** |
|
Ing. NoLab |
0,0000000354*** |
0,000000186*** |
0,0000000396*** |
0,000000198*** |
|
Ayud Est |
0,1455018*** |
0,0394641 |
0,4254415*** |
0,6723138*** |
|
Desplaz |
-0,0120123 |
0,7237654*** |
-0,0027248 |
-0,133174 |
|
Intercepto |
-3,423842*** |
-4,664509*** |
-3,53192*** |
-5,309485*** |
|
Pseudo R2 |
0,2939 |
0,3682 |
0,2869 |
0,3653 |
|
Sig. Global |
LR chi2(10)= 14.377,06 |
LR chi2(10) = 249,54 |
LR chi2(10) = 12.344,36 |
LR chi2(10) = 190,39 |
|
Muestra |
69.158 |
1.148 |
59.207 |
846 |
Nota: ***= sig 1%; **= sig 5%;
*= sig 10%.
Fuente: Elaboración propia, 2022.
Con
respecto al resto de los regresores, existe estimaciones consistentes con la
lógica teórica, valores positivos al estimador de la experiencia potencial, y
negativos a esta misma al cuadrado (confirmando del concepto económico del
ciclo de vida); efectos positivos en genero a favor de ser hombre en la
participación laboral; efectos ambiguos en la participación de ser un trabajador
casado (valores positivos que aumentan la probabilidad de participación y
valores negativos que tienen el efecto inverso); valores positivos al estimador
que aumentan la participación laboral cuando el trabajador es jefe de hogar,
pero disminuyen la participación cuando está casado, a excepción del año 2011
en el departamento de Sucre (pero no siendo significativo el regresor).
Considerando
otros regresores, es importante resaltar el efecto positivo en Sucre de los
ingresos no laborales en la probabilidad de incrementar la participación
laboral, en contraste a nivel nacional, que el efecto es inverso, siendo lógico
el segundo y de analizar el primero, puesto que podría asociarse en el
departamento de Sucre, los bajos ingresos no laborales como elemento
insuficiente en la independencia de un individuo del mercado laboral.
El
regresor binario ayudas del Estado, a nivel nacional y departamental presenta
signo positivo, pero con una excepción del año 2011 para Sucre, que si bien es
positivo no es estadísticamente significativo, pero resaltando que estas ayudas
por parte del Estado han sido efectivas en la población de bajos recursos,
incrementando su participación en el mercado de trabajo. Y la condición
desplazado para los dos años de estudio a nivel nacional y departamental año
2016, muestra signo negativo, argumentando la teoría, que una persona al ser
desplazada forzosamente tiene menos probabilidades de participar en el mercado
de trabajo, siendo estos resultados no estadísticamente significativos; sin
embargo, para Sucre en el año 2011 tiene signo positivo, lo que indica que los
desplazados están más obligados a participar en el mercado laboral que el resto
de la población
3.3
Estimaciones de efectos marginales
Para
lograr un análisis más detallado de los diferenciales entre desplazados y no
desplazados en el mercado de trabajo, en cuanto a su participación en el
mercado laboral, se realizan estimaciones de los efectos marginales, donde se
puede visualizar el comportamiento de las variables que marcan diferencias. Los
resultados en la Tabla 3 evidencian que, para Colombia y Sucre en el año 2011,
un año de educación adicional, aumenta en 1% la probabilidad de participar en
el mercado de trabajo, y para el 2016 a nivel Nacional tener un año de estudio adicional
aumenta en 2% la probabilidad de participar, y en Sucre para el 2016 aumenta en
un 3% la probabilidad de participar en el mercado de trabajo.
Tabla
3
Efectos
marginales de la participación laboral a nivel nacional y departamental para
los años 2011 y 2016
|
Años |
2011 |
2016 |
||
|
VARIABLES |
Nacional |
Sucre |
Nacional |
Sucre |
|
Edu |
0,0137305*** |
0,0162567*** |
0,0200435*** |
0,0317077*** |
|
Exp Pot |
0,0278527*** |
0,024213*** |
0,0260318*** |
0,0244932*** |
|
Exp^2 |
-0,0004245*** |
-0,0003398*** |
-0,0003984*** |
-0,0003174*** |
|
Genero |
0,2916205*** |
0,3537637*** |
0,2989519*** |
0,3950658*** |
|
Est civil |
-0,0494609*** |
0,0041379 |
-0,0557414*** |
-0,0962899** |
|
Parentesco |
0,1627926*** |
0,120604*** |
0,1407529*** |
0,0297468 |
|
Estrato |
-0,0027495 |
0,0110231 |
-0,0097902*** |
0,0133598 |
|
Ing. NoLab |
0,00000000572*** |
0,0000000261** |
0,00000000648*** |
0,0000000282*** |
|
Ayud Est |
0,0235036*** |
0,0055246 |
0,0695915*** |
0,096035** |
|
Desplaz |
-0,0019404 |
0,1013201* |
-0,0004457 |
-0,0190229 |
|
Muestra |
69.158 |
1.148 |
59.207 |
846 |
Nota: ***= sig 1%; **= sig 5%;
*= sig 10%.
Fuente: Elaboración propia, 2022.
Las variables experiencia potencial y experiencia potencial al cuadrado, presentan los signos esperados positivo y negativo respectivamente, corroborando la teoría lógica; el ser hombre aumenta la probabilidad de participación en el mercado laboral, pero ocurre todo lo contrario si se es casado, disminuyendo en un 5% la probabilidad de participar en el mercado laboral, pero con una excepción para el año 2011 que muestra signo positivo (pero no siendo significativo el regresor); efectos positivos en el estimador si es jefe de hogar aumentando a nivel Nacional para el año 2011 en un 16% la probabilidad de participar en el mercado de trabajo; y para Sucre en el año 2016 tiene efectos positivos pero disminuye considerablemente en un 2% la participación en el mercado laboral (no es estadísticamente significativo).
Por su parte, la variable estrato socioeconómico a nivel Nacional, si la persona pertenece a estrato bajo tiene una probabilidad menor de participación, efectos positivos muestra a nivel departamental (pero no son estadísticamente significativos); otras variables son los ingresos no laborales, con efectos positivos, por cada peso adicional que la persona reciba, aumenta la probabilidad de participar en el mercado laboral.
La variable ayudas del Estado su efecto es positivo en la participación laboral, siendo no estadísticamente significativo en el departamento para el año 2011, con una proporción de 5%. Por último, la variable desplazados, si la persona es víctima del desplazamiento por causa de la violencia, disminuye la probabilidad de participar en el mercado laboral, pero no siendo estadísticamente significativo, con una excepción del año 2011 para Sucre, lo cual muestra efectos positivos con una proporción de 10% (pero no es estadísticamente significativo).
3.4. Modelo de probabilidad estimada
Los resultados de los modelos de probabilidad estimada que hace referencia a la ocupación para Colombia y Sucre durante los años 2011y 2016, se presentan en la Tabla 4, evidencian que son globalmente significativos y tuvieron un alto poder explicativo, lo cual indica presencia de resultados bastantes robustos para ser un modelo de corte transversal.
Tabla 4
Estimaciones logísticas de ocupación a nivel
nacional y departamental para los años 2011 y 2016
|
Años |
2011 |
2016 |
||
|
Variables |
Nacional |
Sucre |
Nacional |
Sucre |
|
Edu |
0,0716161*** |
0,1064575*** |
,102244*** |
,1442904*** |
|
Exp Pot |
0,1609146*** |
0,1668834*** |
,1497451*** |
,1649413*** |
|
Exp^2 |
-0,0024434*** |
-0,0023022*** |
-0,0022931*** |
-,0022002*** |
|
Genero |
1,582398*** |
2,351987*** |
1,621306*** |
2,285266*** |
|
Est Civil |
-0,2002911*** |
-0,0170142 |
-0,2443441*** |
-,5296364* |
|
Parentesco |
1,009441*** |
0,762473*** |
0,8712911*** |
,0212291 |
|
Estrato |
-0,012646 |
0,0330585 |
-0,0317656*** |
,0846611 |
|
Ing No Lab |
0,0000000477*** |
0,000000176*** |
0,0000000618*** |
0,000000284*** |
|
Ayud Est |
0,1144935*** |
0,1316516 |
0,3493433*** |
,6536955** |
|
Desplazados |
-0,047885 |
0,9020144** |
-0,0584407 |
,0303317 |
|
Intercepto |
-3,333316*** |
-4,58993*** |
-3,43421*** |
-4,682436*** |
|
Pseudo R2 |
0,2724 |
0,3487 |
0,265 |
0,3271 |
|
Sig Global |
LR chi2(10)= 14.288,06 |
LR chi2(10)= 246,97 |
LR chi2(10)= 12.006,12 |
LR chi2(10)= 179.52 |
|
Muestra |
69.158 |
1.148 |
59.207 |
846 |
Nota: ***= sig 1%; **= sig 5%;
*= sig 10%.
Fuente: Elaboración propia, 2022.
El regresor de años de estudio a nivel nacional y departamental tiene signo positivo, lo que indica que entre más años de estudio tenga la persona, tendrá más probabilidades de encontrarse ocupado en el mercado laboral. Así mismo, las variables experiencia potencial del individuo y experiencia potencial al cuadrado, muestran signo esperado lo que corrobora la teoría; el ser hombre aumenta la probabilidad de encontrarse ocupado, pero si es casado disminuye la probabilidad de ocupación.
La variable jefe de hogar muestra efecto positivo, aumentando la probabilidad de encontrarse ocupado en el mercado laboral, pero a nivel departamental en el año 2016 no es estadísticamente significativo; efecto contrario tiene estrato socioeconómico a nivel nacional, al tener un trabajador estrato bajo disminuye la probabilidad de encontrarse ocupado, pero a nivel departamental presenta signo positivo pero no siendo significativos estadísticamente.
En cuanto a la variable ingresos no laborales, presenta signo positivo lo que aumenta la probabilidad de estar ocupado en el mercado de trabajo si el individuo recibe otros ingresos; la variable ayudas del Estado tiene efecto positivo tanto a nivel nacional y departamental, lo cual aumenta la probabilidad de encontrarse ocupados en el mercado laboral, pero en el año 2011 para Sucre no es estadísticamente significativo.
Respecto al regresor binario desplazados, a nivel nacional para los años de estudio presenta signo negativo, lo que indica la existencia de una menor probabilidad de tener un empleo en el mercado laboral si la persona es desplazada (no es estadísticamente significativo); para el caso del departamento de Sucre, la variable desplazados presenta signo positivo, lo que indica que en el departamento ser desplazados aumenta la probabilidad de encontrarse ocupado en el mercado de trabajo: Esto puede ser contradictorio con la lógica teórica y podría explicarse teniendo en cuenta que la proporción de víctimas del departamento de Sucre es mayor a la proporción media nacional a causa del conflicto, y por consiguiente posiblemente la desventaja de ser víctima a la hora de tener empleo no se evidenciaría, puesto que en Sucre todos tienen esta desventaja, lo cual deja de serlo.
3.5. Efectos marginales de ocupación
Respecto a la interpretación de los efectos marginales de la Tabla 5, muestra que tener un año de educación adicional en Colombia y Sucre para el año 2011 aumenta en un 17% la ocupación en el mercado laboral, pero para el departamento en el año 2011 muestra una proporción de 15%, y en el 2016 aumenta significativamente en 21% lo que demuestra la importancia que ha tenido el educarse en los últimos años.
Tabla 5
Efectos marginales de ocupación a nivel
nacional y departamental para los años 2011 y 2016
|
Años |
2011 |
2016 |
||
|
Variables |
Nacional |
Sucre |
Nacional |
Sucre |
|
Edu |
0,0716161*** |
0,0152192*** |
0,0172564*** |
0,0217582*** |
|
Exp pot |
0,1609146*** |
0,0238576*** |
0,0252734*** |
0,0248723*** |
|
Exp^2 |
-0,0024434*** |
-0,0003291*** |
-0,000387*** |
-0,0003318*** |
|
Genero |
1,582398*** |
0,3362398*** |
0,2736381*** |
0,344606*** |
|
Est civil |
-0,2002911*** |
-0,0024324 |
-0,0412395*** |
-0,0798664* |
|
Parentesco |
1,009441*** |
0,1090031*** |
0,1470533*** |
0,0032012 |
|
Estrato |
-0,012646*** |
0,004726 |
-0,0053613*** |
0,0127665 |
|
Ing. No lab |
0,0000000477*** |
0,0000000251* |
0,0000000104*** |
0,0000000429*** |
|
Ayud est |
0,1144935*** |
0,0188209 |
0,0589609*** |
0,0985738** |
|
Desplaz |
-0,047885 |
0,1289519** |
-0,0098634 |
0,0045739 |
|
Muestra |
69.158 |
1.148 |
59.207 |
846 |
Nota: ***= sig 1%; **= sig 5%;
*= sig 10%.
Fuente: Elaboración propia, 2022.
Efectos positivos y negativos muestra la experiencia de un individuo y el cuadrado de esta, respectivamente en la posibilidad de encontrarse ocupado en el mercado laboral; de igual manera, efectos positivos en la probabilidad de encontrarse ocupado si se es hombre y todo lo contrario ocurre si se es casado, disminuyendo la probabilidad de encontrarse ocupado en el mercado laboral, pero para el departamento en el año 2011 no es estadísticamente significativo.
En cuanto si la persona es jefe de hogar, aumenta la probabilidad de encontrarse ocupado en el mercado laboral, pero con una excepción en el departamento para el año 2016 (no es estadísticamente significativo); si la persona es de estrato bajo disminuye la probabilidad de encontrarse ocupado en el mercado laboral a nivel nacional y ocurre todo lo contrario para Sucre con un efecto positivo sobre la probabilidad de encontrarse ocupado, con una proporción que oscila entre 4% y 12% (no es estadísticamente significativo).
Resaltando otro regresor, ingresos no laborales (cesantías), el resultado es un efecto positivo en la probabilidad de encontrarse ocupado en el mercado laboral, con una excepción del año 2011 para Sucre (con una significancia de 10%); el regresor ayudas del Estado, muestra signo positivo para los dos años de estudio, evidenciando que estas ayudas aumentan la probabilidad de encontrarse ocupado, pero en Sucre para el año 2011 arroja una proporción de 18% (no es significativo estadísticamente); finalmente, la condición ser desplazado por la violencia para los años de estudio a nivel nacional muestra un efecto negativo (no estadísticamente significativos), y a nivel departamental para el año 2011 muestra signo positivo con una proporción de 12% (no estadísticamente significativo), y para el año 2016 una proporción de 5% (con una significancia de 5%), la probabilidad de encontrarse ocupado.
3.6. Ecuaciones Mincerianas
Por último, es importante destacar los efectos en los ingresos laborales cuando un trabajador es desplazado a nivel nacional y departamental, planteada desde la ecuación Mincerianas que se utiliza para explicar el crecimiento de los salarios o ingresos laborales dentro de los modelos de mercado laboral (Tablas 3 y 4), donde el crecimiento del ingreso laboral esta explicado en función de los años de escolaridad, la experiencia potencial y el termino cuadrático de la experiencia potencial.
Se realizan dos estimaciones, una por Mínima Cuadrados Ordinarios (MCO) y otra corregida por el filtro de selectividad de Heckman por Máxima Verosimilitud (MV). Las estimaciones al ser de corte transversal se estiman bajo el supuesto de estimación robusta por White (1980), para tener estimadores con sus varianzas corregidas y resultados de inferencia más eficiente. Los resultados obtenidos por MCO y MV a nivel Nacional para los años 2011 y 2016 (ver Tabla 6), muestran que algunos signos sí fueron los esperados como otros que presentaron inconsistencias.
Tabla 6
Ecuaciones mincerianas sin corrección y
corregidas por sesgo de selección para Colombia en los años 2011 y 2016
|
Años |
2011 |
2016 |
||
|
Variables |
MCO |
Corr. Heckman |
MCO |
Corr. Heckman |
|
Edu |
0,0998025*** |
0,0996917*** |
0,0947235*** |
0,094572*** |
|
Exp Pot |
0,0455779*** |
0,0454623*** |
0,0355626*** |
0,0354088*** |
|
Exp^2 |
-0,0005464*** |
-0,0005463*** |
-0,0003926*** |
-0,0003925*** |
|
Genero |
0,1807107*** |
0,1806972*** |
0,1946274*** |
0,1946245*** |
|
Estado Civil |
0,1031146*** |
0,105553*** |
0,0694251*** |
0,0706573*** |
|
Parentesco |
0,221292*** |
0,2307938*** |
0,1526373*** |
0,1620209*** |
|
Ing No Lab |
0,0000000165*** |
0,0000000165*** |
0,00000000294*** |
0,00000000294*** |
|
Ayud Est |
-0,1813901*** |
-0,1813841*** |
-0,1199837*** |
-0,1199836*** |
|
Tipo de contrato |
-0,8491589*** |
-0,8491541*** |
-0,7704443*** |
-0,7704458*** |
|
LnHrsTrabM |
0,5210088*** |
0,5209991*** |
0,4764077*** |
0,476401*** |
|
Salud |
0,01386 |
0,0138587 |
-0,0027149 |
-0,0027151 |
|
Desplaz |
-0,1055331 |
-0,1055348 |
-0,0539498 |
-0,0539468 |
|
Intercepto |
9,442848*** |
9,41321*** |
10,0572 |
10,02812 |
|
Rho |
- |
0,0257957 |
- |
0,0277863 |
|
Sigma |
- |
0,8266306 |
- |
0,8449609 |
|
Lambda |
- |
0,0213235 |
- |
0,0234784 |
|
R2 |
0,5289 |
- |
0,4453 |
- |
|
Wald test (chi2) |
- |
14.152,21 |
- |
9.922,18 |
|
Muestra |
15.731 |
73.264 |
15.171 |
61.662 |
|
Obs. Censuradas |
- |
57.533 |
- |
46.491 |
Nota: ***= sig 1%; **= sig 5%;
*= sig 10%.
Fuente: Elaboración propia, 2022.
Como esta investigación intenta analizar el impacto que puede tener el hecho de ser desplazado sobre el crecimiento de los ingresos, para ello se realiza un análisis de la regresión de los estimadores del modelo Minceriano, que en economía son llamados retornos. Las estimaciones obtenidas por MCO en los años 2011 y 2016 presentan buenos resultados al nivel de significancia global, con buenos niveles de bondad del ajuste y altos valores de la prueba F de significancia global.
En el análisis de los estimadores del modelo Minceriano, en la regresión para el año 2011 por MCO, se puede observar que la educación tiene signo positivo y es estadísticamente significativa, y para el año 2016 obtiene signo positivo y es estadísticamente significativo. Y las estimaciones por MV para el año 2011 indican que un año de escolaridad se mantienen el valor de los estimadores en el crecimiento de los ingresos laborales y para el 2016 prácticamente se mantiene el valor de estimación del 2011, en las estimaciones sesgadas (MCO) y corregidas de sesgo.
Respecto al retorno de la experiencia para el año 2011, por MCO es 0,045 y por MV se obtuvo 0,053 y para el año 2016 el retorno de la experiencia se mantiene en ambos métodos. Siguiendo con la variable experiencia potencial al cuadrado, para el año 2011 y 2016, las estimaciones realizadas muestran que incide de forma negativa en los ingresos; lo cual es consistente con la teoría puesto que el impacto positivo de la experiencia en los ingresos, tiende a disminuir con el trascurso de los años.
También el retorno de género a nivel Nacional para el año 2011, por el método de MCO muestra 0,18 y se mantiene estable para MV y son significativos, para el año 2016 el retorno es de 0,19 por ambos métodos conservando la significancia. Y la variable genero arrojó un retorno de 0,10 tanto por el método de MCO como por MV, y para el año 2016 por MV es de 0,06 y por MV 0,07 todos con una significancia de 1%. De igual forma se analiza el retorno del estado civil para el año 2011 por el método de MCO es 0,22 y por MV aumenta en una proporción, para el otro de estudio por MCO 0,15 y por MV es 0,16 ambos significativos. Siguiendo con el análisis de los retornos y sus variaciones, se encuentra ingresos no laborales el cual para ambos métodos se mantiene constante en proporción y en significancia.
En cuanto a ayudas del Estado, tipo de contrato y logaritmo de las horas trabajadas se mantienen constantes. Examinando la variable salud, por MCO para el año 2011 muestra 0,013 y por MV se mantiene constante, para el año 2016 por MCO muestra -0,002 y por MV igual, lo que muestra una disminución en la productividad de los desplazados. Y finalmente, la variable desplazados para el año 2011 por ambos métodos muestra (-0,10), y para el 2016, muestra (-0,05) por ambos métodos, pero todos sin significancia estadística.
Siguiendo con el análisis de los retornos de los ingresos en la productividad, a nivel departamental algunos retornos por MCO y MV se mantienen constantes, en cambio otros tienen cambios significativos en la proporción (ver Tabla 7). El retorno de la educación para el año 2016 por MCO muestra 0,10 y por MCO 0,11 significativos, y para el año 2016 se mantiene constante el retorno en 0,07. La experiencia potencial y la misma al cuadrado, mantiene los signos respectivos esperados y mantiene contante los retornos; y la variable genero para el año 2011 por el método de MCO muestra ,204 y por MV se obtuvo 0,19 y por MCO para el 0,30 y por MV 0,29.
Tabla 7
Ecuaciones Mincerianas sin corrección y
corregidas por sesgo de selección para el departamento de Sucre en los años
2011 y 2016
|
Años |
2011 |
2016 |
||
|
Variables |
MCO |
Corr. Heckman |
MCO |
Corr. Heckman |
|
Edu |
0,1098215*** |
0,1157632*** |
0,07679*** |
0,0790408*** |
|
Exp Pot |
0,0457031*** |
0,0532583*** |
0,0315211*** |
0,0346648*** |
|
Exp^2 |
-0,0005274 |
-0,0005801 |
-0,000339 |
-0,0003446 |
|
Genero |
0,2048881*** |
0,1914875*** |
0,3070478*** |
0,2994738*** |
|
Est. Civil |
0,1614542*** |
-0,0690937*** |
0,0041306*** |
0,0010597 |
|
Parentesco |
0,0202096*** |
-0,1885957 |
0,3029551*** |
0,1708406 |
|
Ing No Lab |
-0,000000102 |
-0,000000103 |
-0,000000194 |
-0,000000205 |
|
Ayud Est |
-0,0418813 |
-0,031476 |
-0,2129728 |
-0,2693155 |
|
Tipo de c |
-0,6354621 |
-0,6269624 |
-0,6179496 |
-0,6133489 |
|
LnHrsTrabM |
0,3773053*** |
0,3703589*** |
0,312933*** |
0,2987963*** |
|
Salud |
-0,1173769*** |
-0,0936369*** |
0,2787471*** |
0,2894555*** |
|
Desplaz |
-0,6283764*** |
-0,6328719*** |
0,1308827*** |
0,1122077*** |
|
Intercepto |
10,04071 |
11,2319 |
10,54116 |
11,54447 |
|
Rho |
- |
-0,8156912 |
- |
-0,7180109 |
|
Sigma |
- |
0,9193996 |
- |
0,8897238 |
|
Lambda |
- |
-0,7499461 |
- |
-0,6388314 |
|
R2 |
0,623 |
- |
0,4182 |
- |
|
Wald test (chi2) |
- |
274,18 |
- |
173,34 |
|
Muestra |
148 |
1.209 |
145 |
872 |
|
Obs. Censuradas |
- |
1.061 |
- |
727 |
Nota: ***= sig 1%; **= sig 5%;
*= sig 10%.
Fuente: Elaboración propia, 2022.
En cuanto al retorno de genero para el 2011 por el método de MCO evidencia ,161 y por MV -0,06 ambos significativos, para el año 2011 por MCO 0,004 y MV 0,001, este último sin significancia estadística, ser jefe de hogar por el método MCO para el año 2011 muestra ,020 con significancia estadística por MV -0,18 sin significancia estadística; para el 2016 por MCO muestra 0,30 y por MV 0,17 sin significancia. La variable ingresos no laborales el retorno para el año 2016 aumenta en una proporción de un método a otro, y para el 2011 por el MCO evidencia el mismo signo y cambia en una pequeña proporción con la misma significancia.
Ayudas del Estado para el año 2011, muestra por el método de MCO -,041 y por MV -0,03, y para el año 2011 por MCO -0,21 y por MV -0,26, el retorno de tipo de contrato se mantiene constante y sin significancia en ambos años, al igual que logaritmo de horas trabajadas se mantiene contante en ambos métodos, pero con significancia. En cuanto a la variación en el retorno de productividad de salud, por el método MCO muestra -,117 y por MV -0,09; para el año 2011 cambia de signo, 0,27 por MCO y 0,28. Por último, la condición desplazado por el MCO -,628 y por MV muestra -0,63 y para el año 2016 0,13 por MCO y 0,11 por MV.
Conclusiones
La caracterización de la información permite introducir las diferencias que existen entre las personas que han sido víctimas del desplazamiento forzado a causa de la violencia y quienes no lo son. Partiendo de lo anterior, se evidencia que existen diferencias entre estos grupos de estudio; el porcentaje de personas desplazadas, la educación promedio para el departamento de Sucre y el estrato promedio de los desplazados, es mucho menor en comparación con aquellas personas que no son desplazados; en forma similar se presentan las ayudas de Estado y la variable salud, con un alto porcentaje de personas desplazadas afiliadas incrementadas notablemente del año 2011 al 2016. Respecto a las horas trabajadas se destaca la diferencia entre los grupos poblacionales, con una media de 46 horas para desplazados y 41 para no desplazados.
Lo anterior permite hacer una aproximación de las condiciones socioeconómicas de la población desplazada para acceder al mercado de trabajo, por lo que las regresiones estimadas revelan que para el año 2011 la condición de ser desplazados aumenta las probabilidades de participar en el mercado laboral (0,72) y las variables educación, genero, experiencia, parentesco, ingresos no laborales, son algunos de los determinantes para que la población desplazada sea incluida en el mercado de trabajo; sin embargo, para el año 2016 la condición de ser desplazado disminuye las probabilidades de participación en el mercado de trabajo, pero no tiene efecto estadístico.
Por otra parte, la regresión estimada evidencia que las variables que influyen sobre la exclusión de la población desplazada son: La Educación, la Experiencia potencial y esta misma, pero al cuadrado. Cabe indicar que si se es hombre tiene mayor ventaja de incluirse en el mercado de trabajo y por cada peso adicional que reciba la persona aumenta la probabilidad de incluirse en el mercado laboral.
En cuanto, a la probabilidad de inclusión en el mercado de trabajo desde la condición de víctima del desplazamiento forzado por la violencia, las regresiones estimadas revelan que, para el Departamento de Sucre durante el año 2011, ser desplazado aumenta la probabilidad de participar en el mercado de trabajo; la probabilidad que un desplazado pertenezca al mercado laboral disminuye en -0,019 (no tiene efecto estadístico).
De igual forma, las estimaciones efectos marginales de ocupación presentan para Sucre en el año 2011, que una persona desplazada tiene mayor probabilidad de encontrarse ocupado en el mercado de trabajo, pero para el año 2016 la variable no es significativa estadísticamente. Se debe tener en cuenta, que las condiciones nacionales son más favorables en el mercado de trabajo para una víctima, que es una minoría y como se encuentra desprotegida le cuesta más buscar trabajo, en cambio como el departamento es más pequeño y hay una gran proporción de víctimas en comparación a Colombia, entonces ser víctima en Sucre no incide en acceder o no al mercado de trabajo, donde la oferta de trabajo es de bajos niveles de productividad y en gran mayoría pertenecientes al sector informal.
Finalmente, se puede constatar que existen unos determinantes de inclusión laboral de la población víctima del desplazamiento forzado por la violencia en el Departamento de Sucre en los años 2011 y 2016, como evidencia de ello están los resultados obtenidos en las estimaciones que reflejan las variables que influyen sobre la inclusión de la población víctima del desplazamiento forzado por la violencia en el mercado de trabajo, como: La Educación, Experiencia, Experiencia2, Genero, Ingresos no laborales y la condición fundamental que es ser desplazado.
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