Déterminants et profils de la participation du travail en Colombie dans la période 2002-2013 *

Introduction

Selon les facteurs qui conduisent leur changement, la tendance du travail de la participation est Un indicateur de changement de capacité de production de l’économie et, à court et à moyen terme, il reflète la situation du marché du travail, lors de l’analyse des changements de taux d’occupation ou de chômage (Juhn & Potter, 2006), des raisons plus que suffisamment que suffisamment pour prendre en pertinence l’étude des déterminants de la décision de participation.

Au cours des quatre dernières décennies, des modifications apportées au taux de participation qu’ils ont généré une réduction Dans l’écart de participation entre hommes et femmes, dans une grande partie des pays d’Amérique latine (ARRIGADA, 1997). Dans le cas colombien, de tels changements ont été associés à d’importantes variations de facteurs démographiques, culturels et économiques, mais, parmi eux, la plus importante a été la perception, par les différentes cohortes des femmes, d’une augmentation du coût de la fertilité. Associé à l’augmentation des retours de l’éducation et de l’évolution de la structure des ménages, liée aux processus décisionnels conjoints (Sánchez & Núñez, 2003). Ce facteur a généré des changements importants dans l’employeur de la participation du travail en Colombie. Dans les sept principales villes1, la participation des femmes a considérablement augmenté entre 1950 et 1985, puisqu’elle est passée de 19% à 39% (Ribero & Meza, 1997). De la même manière, dans les dix plus grandes villes2, la participation des femmes, entre 18 et 65 ans, a augmenté et de 47% en 1984 à 65% en 2006 (Amador, et al., 2013).

Dans ce contexte, et en raison de la conception des enquêtes auprès des ménages en Colombie, l’analyse des déterminants de la participation au marché du travail n’a été effectuée que sur des échantillons d’individus dans les villes principales, étant le plus grand et le plus récent échantillon utilisé par Amador, et al. (2013) pour dix grandes villes de la période 1984-2006, bien que Arango, et al. (2003) a utilisé un échantillon représentatif de la portée nationale des hommes et des femmes en 2002 et 2003. D’autre part, et malgré l’analyse détaillée de l’évolution de l’offre de main-d’œuvre par groupes, fabriquée par Sánchez et Núñez (2003), le cycle de la vie n’a été prise en compte que par l’introduction de l’âge comme une variable déterminante de la décision décisionnelle d’un groupe d’individus de tous âges.

Utilisation de données représentatives du total national au cours de la période. 2002-2013, dans la présente étude, les modèles empiriques de type probit de déterminants de la décision de participation sont estimés. Sur la base du comportement observé dans les taux de participation de différents groupes d’âge, l’analyse est effectuée, pour les femmes âgées de 25 à 59 ans; pour les femmes et les hommes de moins de 19 ans; Pour les femmes et les hommes âgés de 20 à 24 ans et pour les femmes et les hommes de plus de 59 ans. Cette évaluation semble plus particulièrement les différences possibles impliquées dans différentes phases du cycle de vie et distingue l’effet des niveaux d’éducation obtenus, ainsi que chacun des mineurs dépendant à la maison. En ce sens, pour le dernier groupe d’âge étudié, le rôle de la couverture de la sécurité sociale dans les pensions est introduit.

La période d’analyse choisie coïncide avec la période après la crise de 1999, observant un comportement dans la forme du taux de participation, qui montre une augmentation séculaire après 2007. Dans le but d’établir la véritable contribution de ces déterminants à cette dynamique, des profils de participation ont été créés pour des sous-groupes représentatifs de chacun des secteurs analysé, pour lequel il existe des probabilités de participation. conditionné à des déterminants spécifiques pour expliquer les différences de probabilité de participation tout au long de la période d’étude.

Parmi les résultats les plus pertinents, il est constaté que, après avoir atteint des niveaux d’enseignement supérieur, a une relation directe et importante avec les augmentations dans le taux de participation des femmes, en particulier pour cela Comme marié, après 2008. Cet effet est également important de comprendre la participation de ceux de plus de 59 ans, pour lequel avoir un revenu de pension, il explique une grande partie des différences de la probabilité d’intervenir le marché du travail. Cette conclusion montre le rôle de la capacité de couverture du système de sécurité sociale d’expliquer la dynamique des indicateurs du marché du travail.

Dans le cas des jeunes, les réductions observées dans les taux de participation entre 2002 et 2005 peuvent en partie être expliquées par des améliorations du travail, notamment dans le cas des femmes de moins de 19 ans; Bien que, à compter de 2008, les augmentations du taux de participation des femmes sont associées aux niveaux d’enseignement les plus élevés atteints, la moindre présence d’enfants et la pression économique que les hommes ont avant la présence de ce dernier à la maison.

1. Études de participation du travail Encolombia

L’augmentation progressive qui a présenté au cours des dernières décennies la participation du travail des femmes et l’effet que cela a eu dans la participation du travail en Colombie a généré que l’analyse des déterminants de la participation du travail soit un sujet largement élevé. Travaillé par la littérature économique nationale, qui peut être divisée en deux groupes, selon la source d’informations utilisée. En premier lieu, les œuvres de Ribero et de Méza (1997), de Senjo et de Ribero (1998), Santamaría Y Rojas (2001) et Arango et Posada (2002), qui utilisent l’Enquête nationale sur les ménages (ENTRA); Et, deuxièmement, sont les œuvres d’Arango, et al. (2003) et Amador, et al. (2013), ceux qui utilisent des données de l’enquête continue auprès des ménages (échec).

dans le groupe qui emploie ENMAD, les différents auteurs estimés des modèles de choix binaire (probit ou logit) sur la population totale, ventilée entre hommes et femmes, des sept principales villes. Ribero et Meza (1997) Analysez les déterminants de la participation du travail des hommes et des femmes entre 1976 et 1995, utilisant un pseudo-panneau avec des variables de contrôle démographique (âge, éducation, état matrimonial, nombre d’enfants à la maison, tête de ce nombre Parmi les personnes qui y vivent, la fréquentation scolaire, le travail du conjoint) et l’économie (revenu de conjoint ou le revenu domestique), constatant que des déterminants majeurs pour les hommes et les femmes sont membres du siège de l’époux, de l’âge, de l’éducation et de la participation du travail. L’état matrimonial, d’autre part, affecte négativement la participation des femmes, tout en augmentant celui des hommes.

Senjo et Riblero (1998) Incorporer le taux de chômage familial et l’existence d’un service domestique comme déterminants possibles de la participation d’hommes et de femmes, désagrégation parmi les célibataires et le mariage, les hommes de la maison et des femmes chefs-chefs du ménage. Dans son étude, les auteurs estiment que le chef de famille et être marié augmente la participation des hommes, tandis que celle des femmes est augmentée du taux de chômage familial. Dans le groupe de mariés, l’éducation est un facteur déterminant pour les hommes et les femmes, tandis que le service domestique n’est que pour les femmes. La participation des célibataires est déterminée par l’âge et le taux de chômage de la famille, dans le cas des hommes et par âge et la présence d’enfants de moins de 6 ans, dans le cas des femmes.

Suivre la même chose Ligne d’étude, Santamaría Y Rojas (2001) considère que l’existence de personnes handicapées dans la maison, la migration et l’effet de la ville contribuent à expliquer la participation des hommes et des femmes. Les résultats indiquent que l’éducation est un déterminant pour les deux sexes, dans le même temps que le service national est destiné aux femmes et à la migration, pour les hommes. En outre, l’augmentation du taux de chômage et la chute du revenu familial sont mises en évidence comme des facteurs accélérés de la participation des femmes au cours de la période 1983-2000.

Afin de fournir de nouveaux éléments à l’analyse des déterminants de l’intervention Sur le marché du travail, Arango et Posada (2002) effectuent une analyse trimestrielle compte tenu de l’effet de richesse (mannequin variable, qui prend en compte le régime foncier, la strate de localisation et le revenu mensuel supérieur à 2 500 000 $) et la désagrégation entre hommes et femmes , engagé et non engagé. Les conclusions montrent que l’âge et l’existence de membres du ménage au chômage augmentent la participation du travail d’hommes et de femmes non engagées, tandis que l’éducation augmente pour les femmes engagées et non engagées. Pour sa part, la richesse variable diminue la participation, comme prévu.

Utilisation de données de Sech, Arango, et al. (2003) estimer le modèle initialement proposé par Arango et Posada (2002) pour la période entre le premier trimestre de 2000 et la seconde de 2002, pour treize villes, dans ce cas, ils ont constaté que les déterminants de la participation du travail aux deux sexes, entre le rehal et en échec, dans les périodes sélectionnées, n’ont pas beaucoup changé.

D’autre part, Amador, et al.(2013) a mené une étude avec des sous-périodes de rehaussement et de fruits pour les dix plus grandes villes, dans le but de mieux comprendre le changement subi dans la participation des femmes au travail à la période 1984-2006. Grâce à une décomposition du taux de participation, il convient de déterminer si son évolution a été donnée par des changements de la composition de la population ou du taux de participation de différents groupes d’individus (niveau d’éducation, fertilité et état matrimonial), ils ont constaté que l’augmentation Dans la participation des femmes au travail, il a été influencé par l’augmentation du taux de participation des femmes ayant un faible niveau éducatif doté d’un partenaire (marié ou d’union libre), tandis que l’évolution de la composition de la population avait un effet minimal.

2. Données

en Colombie, les enquêtes auprès des ménages ont été les instruments utilisés pour mesurer le comportement du marché du travail. Vos questions cherchent à collecter des informations sur les conditions d’emploi (si vous travaillez, sur ce que vous travaillez, combien vous gagnez, si vous avez la sécurité sociale en matière de santé et / ou de pension ou si vous recherchez un emploi), des caractéristiques générales de la population (sexe, âge, état matrimonial et niveau d’enseignement) et sources de revenus.

Afin d’effectuer une analyse plus complète des déterminants de la participation à la Colombie, les données fournies par la Colombie et le grand ménage intégré L’enquête a été utilisée (GEIH) pour la période 2002-2013, étant donné qu’ils fournissent des informations représentatives au niveau national. Il est important de noter que, avant la fronde, le département des statistiques nationaux (Dane) effectué en rehaussement entre 1976 et 2000; Cependant, cela parvient à couvrir toutes ses règles seulement sept villes3.

Dans ce sens, la possibilité d’avoir un échantillon représentatif au niveau national est une première motivation à effectuer l’analyse de la situation de participation du travail dans la période couvrant ces deux enquêtes. Toutefois, les modifications mentionnées dans la méthodologie de collecte d’informations rendent les données de la période 2002-20054 (ECH) ne sont pas strictement comparables à celles de la période 2007-2013 (GEIH). Une première tentative d’homogénéisation a été réalisée à l’aide d’un ajustement des deux échantillons aux mesures nationales de la population, conformément aux informations de recensement de 2005, en utilisant les facteurs d’ajustement calculés par la mission pour la série de l’Union de l’Union de l’emploi, de la pauvreté et des inégalités ( MESP) rejoindre la série de taux de participation globale (TGP), taux d’occupation (à) et taux de chômage (TD). De plus, certains autres contrôles ont été utilisés dans l’exercice d’estimation pour prendre en compte les interférences du changement méthodologique mentionné, bien que la taille des échantillons ne présente pas de changements importants.

à des fins de ce document, la cible Population C’est la population de l’âge de travail (PET), qui, entre 2002 et 2005, représentait en moyenne 76% (30 918021 individus) d’habitants et de la période 2007-2013 représentait en moyenne 78, 4 % (34 677 603 personnes). Dans le premier cas, la représentativité est associée à un échantillon de 444 309 habitants, tandis que dans la seconde, l’échantillon est de 645 825, comme l’observé dans le tableau 1, par lequel l’échantillon et son expansion sont déterminés à la population divisée par le sexe. Pour chaque individu de ce sous-ensemble de la population, il existe les principales caractéristiques générales et la structure sociodémographique et économique de leur domicile, qui permet une analyse plus complète des déterminants de la participation du travail.

table 1
taille et indicateurs des échantillons du marché du travail en échec et géih

taille et indicateurs de l'échantillon du marché du travail en échec et à la GEIH
Source: propre élaboration basée sur Dane-ech Ydane-geih

3. FAITS STYYLISÉES

Avant la période 2002-2013, l’économie colombienne et le marché du travail avaient passé l’une de ses crises les plus aiguës de la dernière moitié des années quatre-vingt-dix. Jusqu’en 2001, le marché du travail a présenté des taux de chômage élevés et des flux de sortie forts d’inactivité à l’activité (principalement vers le chômage), en particulier pour des groupes d’individus jeunes et / ou moins qualifiés. Cette situation a été présentée parallèlement à des réductions importantes du revenu réel des travailleurs et des niveaux élevés d’informalité du travail (Núñez & González, 2011).

à partir de 2002, dans la période de récupération de l’économie, la situation du marché du travail semble changer de manière significative. Le taux de chômage présente une tendance à la diminution et va d’une valeur de 15,6% en 2002 à 9,7% en 2013, une situation qui s’accompagne d’une augmentation continue du taux d’occupation et que, au cours de la même période, passait de 52,6% à 58 % (Figure 1, Panneau A).Dans ce contexte, le taux de participation mondial a montré une dynamique très particulière. Comme prévu pour cette période, entre 2002 et 2008, une réduction de l’indicateur est passée de 62,2% à 58,5%; Cependant, à compter de 2009, la tendance du taux devient augmentée jusqu’à atteindre, en 2013, une valeur de 64,2%. Cette dynamique sous la forme de U, observée pour le taux de participation national, est répétée lorsque la participation des sexes est décomposée (Figure 1, Panel B).

Taux de chômage, occupation et Participation de la Colombie: 2002-2013

Figure 1
Taux de chômage, occupation et participationNéenne Colombie: 2002-2013
Source: ELABORATION propre basée sur Dane-ech ydane-geih.

ALDESCOMPEZ le comportement de l’indicateur par groupes d’âge, parfois des principes intéressants surviennent. La comparaison qui peut être observée à la figure 2, entre ce qui se passe entre les périodes 2002-2005 et 2007-2013, permet de souligner que, à la fois pour les hommes et les femmes de moins de 19 ans, il a été une réduction de la participation relative des niveaux. Dans le cas des femmes, le taux de participation est passé de 18,3% en moyenne de 18,3%, à 14,3%, à 14,3%, dans le cas des hommes, celles-ci étaient respectivement de 29,6% et 24,1%, respectivement. Pour sa part, l’augmentation du taux de participation semble être associée à la dynamique du dicton des femmes et des hommes âgés de 19 à 24 ans, les femmes aurait entre 25 et 59 ans et femmes et hommes de 60 ans ou plus. Parmi ceux-ci, les augmentations observées dans la participation des femmes à la poignée (64,2% à 67,6%) et le troisième (19,0% à 21,0%) sont surlignées.

Participation du travail Taux pour les hommes et les femmes par groupes d'âge de la période 2002-2013

Figure 2
Taux de participation au travail pour les femmes par groupes d’âge de la période 2002-2013
Source: Grande maison de ménage intégréeDane- Resch (2002-2005) Dane-Geih (2007-2013), calcul des auteurs.

Il est possible d’avoir une première vision de laaysociation qui existe entre la dynamique de la participation et les médicaments de la population. Le tableau 2 résume l’évolution du taux de département, la distinguant par la situation civile et le niveau d’éducation tout au long de la période 2002-2013. Pour les moins de 19 ans et les âges entre 19 et 24 ans, le taux de participation des femmes et des hommes ayant atteint des niveaux tertiaires incomplets et, dans le cas particulier du deuxième groupe, également Seestaca la tendance croissante. De la participation des hommes Conalgun Full Secondaire ou secondaire complet.

Tableau 2
Evolution du taux de participation portuaire, des groupes d’âge et des caractéristiques propres (2002-2013)

Evolution du taux de participation portuaire, des groupes d'âge et des caractéristiques propres (2002-2013) Source: propre élaboration, de Dane- ech (2002-2005), et Dane-Geih (2007-2013).

Tableau 2 (suite)
Evolution du taux de participation portuaire, des groupes d’âge et des caractéristiques propres (2002-2013)

Evolution du taux de participation portuaire, des groupes d'âge et des caractéristiques propres (2002-2013) Source: Élaboration propre, à partir de Dane-ECH (2002-2005) et Dane- Geih (2007-2013).

Tableau 2 (suite)
Evolution du taux de participation portuaire, des groupes d’âge et des caractéristiques propres (2002-2013)

Evolution du taux de participation portuaire, des groupes d'âge et des caractéristiques propres (2002-2013) Source: Élaboration propre, à partir de Dane-ECH (2002-2005) et Dane- Geih (2007-2013).

Les femmes entre 19 et 59 ans, le taux de participation des mariés et, parmi celles-ci, une augmentation généralisée des taux de participation dont ils sont entre 25 et 59 ans. ou moins que tertiaire complet. Pour le groupe de plus de 59 ans, les tendances croissantes, notamment en 2010, les femmes et les femmes sont observées avec une éducation égale ou supérieure à celle du Tertiaire incomplet, Endendre souligne ceux qui ont une éducation postérieure.

quatre. Déterminants de la participationLaboréraire

4.1. Un modèle empirique du degré de participation du travail

La nature des données disponibles pour comprendre la décision de participation à l’économie colombienne impose une importante restriction théorique au modèle empirique à utiliser dans cette analyse.Comme il n’est pas possible de suivre des individus au fil du temps, le modèle ne sera pas en mesure de collecter de nombreux aspects de la théorie du cycle de vie et de l’effet de la substitution intertemporelle des décisions d’approvisionnement sur le travail (Mulligan, 1998). En tenant compte de cela, un modèle est proposé sur la base de la décision statique de la participation.

dans la littérature empirique, la décision de participer au marché du travail est considérée comme une grande facette du problème de l’individu du travail ( Heckman, 1993). Hit Sea Hit ≥ 0 Le temps de travail que je pourrais utiliser sur le marché du travail dans le terme T, l’extension de l’offre d’emploi peut être modélisée via la variable latente:

Suivre les œuvres classiques de Heckman (1974) et Heckman et Willis (1977), le dilemme entre offrant du temps de travail positif et il = 1 et ne l’offrant pas et * it = 0 dépend sur la comparaison entre le coût des coûts marginaux et le coût d’obtention d’un emploi. Le salaire du marché Ωit serait bénéfice, tandis que le coût serait déterminé par ce que l’on appelle le prix de l’ombre du temps dans la situation où l’individu offre un évier de travail null Dans ce contexte, le comportement de la variable latente serait déterminé pour une fonction (F: R → {0,1}) telle que:

(1 )

L’individu offrira un temps de travail positif que si l’avantage marginal de la participation avec succès sur le marché du travail est supérieur R au coût marginal; Sinon, cela décidera de ne pas participer. D’un point de vue empirique, comme indiqué par Heckman et Willis (1977), deux problèmes importants sont présentés. Premièrement, Ωit est observable que pour les personnes qui ont participé avec succès sur le marché du travail, de sorte que, si les valeurs observées de cette variable étaient utilisées, elle serait engagée dans le problème de biais de sélection. Deuxièmement, μit n’est pas directement observable pour aucun individu.

Une approche de type MINDE (1974) résoudra une partie du premier problème, et il est possible de dire que Ωit est une fonction d’un ensemble d’attributs x1, Parmi lesquelles sont des variables qui représentent le niveau d’éducation, l’expérience ou la condition du marché du travail, entre autres, probablement non observables. Dans le cas de μIT, un autre ensemble Z1 d’attributs et de situations personnelles peut déterminer ledit prix de l’ombre, parmi eux, la présence de personnes à charge à la maison, l’entrée d’autres membres du ménage et d’autres autres non observables. De l’équation (1) et l’élimination de l’indice de temps, il doit:

(2)

supposant que le composant fait Ne respectez pas une distribution normale standard dans l’équation (2), la probabilité de type de type de participation de la participation à l’individu I SEDÉMINE par:

(3)

4.2. Variables et modèles estimés

Comme indiqué dans la section 0, des mouvements importants de la participation du travail au cours de la période 2002-2013 ont été observés pour les femmes (M < 19) et les hommes (H < 19) de moins de 19 ans; Femmes (m 19-24) et hommes (H 19-24) entre 19 et 24 ans; Les femmes entre 25 et 59 ans, pour lesquelles elle se distinguait entre mariée (MC 25-59) et non mariée (MS 25-59); et les femmes (m > 59) et les hommes (H > 59) Plus de 59 ans. Un gars est défini comme marié s’il est légalement lié à un couple sous l’institution de mariage ou si cohabit avec un couple stable sans relation juridique; L’individu non marié serait celui qui ne rencontre aucune de ces deux conditions. La distinction est importante, en particulier pour les femmes, car elles sont censées que leur utilisation du temps sur le marché ou des activités non commerciales dépend très dépendant de la décision de former une maison.

pour chaque individu de l’échantillon utilisé , les variables qui composent les vecteurs XI et Zi sont répertoriées et définies dans le tableau 3. Former le premier vecteur, Age2 et le niveau d’éducation réalisé, car ils déterminent le bénéfice marginal du temps sur le marché du travail de l’effet de ses effets sur la Salaire potentiel, évitant le problème du biais de sélection. La variable Age2 représente le carré de l’âge et est incluse dans les déterminants du salaire pour mesurer la non-linéarité attendue dans la génération de revenus du travail dans le contexte du cycle de vie économique de l’individu. D’autre part, le prix de la durée de l’ombre utilisé dans des activités non commerciales, mesurés par le vecteur Zi, est déterminé, d’abord, par des décisions de fertilité et de soins dépendants recueillies dans un ensemble de variables de type mannequin indiquant la présence et l’absence de mineurs ou plus non-participants à la maison.Dans le premier cas, il est intéressant de mesurer l’effet de la présence d’un mineur supplémentaire sur la décision de participation, c’est pourquoi six variables indicatrices différentes sont utilisées pour les groupes MC 25-59, MS 25-59, MS > 59 et H > 59. Pour les groupes d’individus de moins de 25 ans, à cause de son court âge, la décision de fertilité est représentée par un seul indicateur variable de la présence de quelque six ans à la maison. Dans le second cas, le nombre de non-participants est inclus pour tous les individus à l’exception de ceux qui composent les groupes de plus de 59 ans.

Table 3
Variables indépendantes dans les mannequences du travail du travail

Variables indépendantes dans les modèles Démarrage du travail Source: Grande enquête intégrée aux ménages.

TABLEAU 3 (suite)
variables indépendantes dans les modèles Le travail Département

Variables indépendantes dans les modèles Départ
Source: Grande enquête intégrée des ménages.

est également inclus, également dans le vecteur ZI, une variable qui mesure le nombre d’autres chômeurs à la maison, qui possède le total des chômeurs dans la maison de la Ième individuelle, en laissant cela sur le à l’extérieur, si vous êtes également au chômage. L’effet observable de cette variable sur le prix de l’ombre du temps utilisé dans les activités non commerciales est, en principe, ambigu. Après Hotchkiss et Robertson (2006), il est possible que plus le nombre de chômeurs à la maison soit élevé, plus le revenu de celui-ci et, face à une situation d’inactivité, le prix de l’ombre augmente l’individu pour participer activement à la marché du travail (effet supplémentaire des travailleurs); Mais il est également possible que, si le nombre de chômeurs dans la maison est important, l’individu de la situation inutile perçoit cela comme un signe de faible probabilité d’obtenir un emploi, ce qui réduit le prix de l’ombre et la dissentiosité de sa participation au marché de la Travail (effet découragé) 5.

Pour contrôler par zone géographique, il est inclus pour tous les groupes une variable dichotomique qui indique si la personne vit dans la zone urbaine. En outre, étant donné que la décision de vivre de la vie d’un couple n’est pas exclusive des femmes âgées de 25 à 59 ans, l’effet de la présente décision sur la participation de personnes à partir du reste du groupe analysé est mesurée à partir d’une variable indicatrice. Être marié. Enfin, et dans le but de contrôler, par l’échantillon et les modifications méthodologiques, les variables sont complétées par des variables d’indicateur pour chaque année, prenant comme référence 2013.

Les modèles de participation pour chacun des groupes de personnes mentionnés sont basés sur l’équation (3) et l’évaluation par véhicule maximal de chacun de ces rendements résultent de la valeur des estimateurs β et δ. Toutefois, pour établir l’effet que chacune des variables a sur la probabilité de participer, il est nécessaire de calculer les effets marginaux et , où Xli et Zni désignent respectivement la variable L-TH et N-TH Vecteurs XI et Zi.

4.3. Estimations

Tableau 4 et Tableau 5 Résumé Les modèles probit estimés pour l’échantillon qui représente le total national de la période 2002-2013. Entrez-les 20 et 59 ans, la probabilité de participation augmente avec l’éradication de toute personne, celle-ci associée au cycle de vie et à un lieu de travail attendu Maunder. Tableau 4); Et l’important âge marginal de l’âge de 2 ans indique la présence de non-linéarité attendue. Pour la récompense avec 60 ans ou plus, l’effet de l’âge est le contraire et la non-linéarité semble avoir un effet significatif, car ils sont dans la phase descendante de la vie de la vie (modèles 7 et 8, tableau 5). En ce qui concerne les enfants de moins de 19 ans, encourageant la phase initiale du cycle de vie, l’association entre l’âge estimé et le portable est quelque peu étrange. Dans le cas des femmes, l’âge mathéomarginal est négatif et significatif, tandis que celui de l’age2 Spository et significatif. Ce dernier, cependant, implique que, dans la laparticipation de la marge, il accélère avec l’âge6.

Table 4
Déterminants de la participation du travail (total national).
Determinantes de la participación laboral(Total Nacional).Déterminants de la participation du travail (total national).

Variablependante: Participation

Source: Source: Grandes-dehogares d’enquête intégrées. Erreurs standard debout entre parenthèses.

*** p < 0,01, ** p < 0.05, * P<

0,1

Tous les modèles incluent des variables factices pour chaque année de l’échantillon (réf: 2013)

Tableau 4 (suite .)
Déterminants de la participation du travail (total national).
Déterminants de la participation du travail (total national).

VariableDetende: Participation

Source: Source: Great Integrated Dhogares. Des erreurs standard debout entre parenthèses.

*** p < 0.01, ** p < 0.05, * P<

0,1

Tous les modèles incluent des variables factices pour chaque année de l’échantillon (réf: 2013)

Tableau 5
Déterminants de Labor-suite- (total national).

Déterminants du travail-suite (Total national).

variablependante: participation.

Source: Grande enquête auprès des ménages intégrés. Erreurs standard debout entre parenthèses.

*** p < 0,01, ** p < 0.05, * P<

0,1

Tous les modèles incluent des variables factices pour chaque année de l’échantillon (réf: 2013)

Tableau 5 (suite .)
déterminants du travail-suite (Total national).
Déterminants du travail-suite (Total national).

VariableDépendante: Participation.

Source: Grande enquête intégrée des ménages. Erreurs standard debout entre parenthèses.

*** p < 0,01, ** p < 0.05, * P<

0,1

Tous les modèles incluent des variables factices pour chaque année de l’échantillon (réf: 2013)

L’accélération est également observée dans le cas d’hommes, pour lesquels l’effet marginal estimé de l’âge a une valeur positive, comme prévu (modèles 5 et 6, tableau 5).

Pour toutes les femmes de moins de 59 ans, que ce soit, qu’ils ne soient pas mariés ou mariés Plus le niveau d’éducation est élevé, il y a une plus grande probabilité de participation. Les effets marginaux négatifs et statistiquement significatifs des niveaux avant le lycée complet indiquent que, n’ayant atteint que ces niveaux, la probabilité de participation est inférieure à celle de ceux qui ont atteint ledit niveau de référence; Tandis que les effets marginaux positifs et statistiquement significatifs des niveaux secondaires complètes indiquent le contraire. Dans le cas des femmes mariées de 25 à 59 ans, l’effet positif d’atteindre un niveau supérieur au secondaire sur la probabilité de participation est plus que le double que pour les non mariés (modèles 1 et 2).

L’effet de l’enseignement supérieur est très important pour les personnes de moins de 25 ans, en particulier pour les femmes, car l’effet marginal d’atteindre ces niveaux peut être supérieur à quatre fois plus élevé que celui des hommes7. Dans le cas de ce dernier, cependant, atteignant les niveaux d’éducation inférieurs au secondaire complet, a un effet positif et significatif sur la probabilité de participation, et cet effet diminue du niveau inférieur incomplète principal, ce qui implique que les individus qui ont atteint le Les niveaux d’enseignement les plus bas sont plus susceptibles de participer que ceux qui ont des niveaux proches du secondaire complet et inclus, par rapport à ceux qui ont atteint un tertiaire incomplet. En ce sens, si seulement des niveaux d’éducation inférieurs ont été atteints, on s’attend à ce que, en moyenne, l’âge de l’entrée sur le marché du travail soit inférieur pour les hommes que chez les femmes, car le coût marginal d’offrir un temps positif sur le marché de le travail est réduit en stimulant la participation.

pour les femmes et les hommes de plus de 59 ans, l’effet de l’éducation sur la probabilité de participer au marché du travail est similaire à celui observé pour les hommes de moins de 25 ans, bien que les effets marginaux soient Minimal, depuis que, en moyenne, ces personnes ont des niveaux d’enseignement inférieurs au reste de la population (modèles 7 et 8, tableau 5). Dans le même groupe d’âge, la probabilité de participation est affectée positivement par les niveaux d’enseignement supérieur au secondaire intégral, dans le cas des hommes et des femmes, ce qui montre un effet de population claire, car, en moyenne, des individus plus jeunes de ce groupe pourraient atteindre des niveaux d’enseignement plus élevés que ceux avec cet âge il y a dix ans.

À l’exception des femmes mariées, étudier actuellement, augmente actuellement le coût marginal d’offrir du temps positif sur le marché du travail et réduit la probabilité de participation.Comme prévu, cet effet est plus fort et déterminant chez les jeunes personnes de moins de 25 ans, pour lesquels ne pas étudier ou étudier actuellement, en moyenne, si ces personnes participent ou non sur le marché du travail, pour les différences de La probabilité de participer est comprise entre 22 et 43 points de pourcentage dans le cas des enfants de moins de 19 ans (modèles 5 et 6, tableau 5) et sont supérieurs à 30 points dans le cas des femmes et des hommes âgés de 19 à 24 ans (modèles 3 et 4, tableau 4). Pour sa part, la décision de participer et d’étudier est liée positivement dans le cas des femmes mariées entre 25 et 59 ans (modèle 2), bien que l’effet marginal soit dix fois plus bas (valeur absolue) à l’estimation des femmes non mariées.

Pour les femmes du groupe de 25 à 59 ans, la présence d’enfants de moins de 16 ans à la maison a des effets marginaux contraires en différenciant entre célibataires et mariés. Pour la première fois que la dépendance économique réduit le coût marginal du temps et augmente la probabilité de participation, tandis que pour le mariage, en ayant un soutien économique de leur conjoint, la présence de mineurs et leur nombre augmente le coût dans la marge de temps avant une dépendance non économique et la possibilité de prendre des décisions communes à la maison (Chiapori, 1992). En ce qui concerne ce dernier groupe de femmes, la présence d’un et deux de moins de 16 ans a un effet négatif sur la probabilité de participer chez les femmes de plus de 59 ans, tandis que dans le cas des hommes du même groupe d’âge, la similitude est donnée avec une seule Les femmes et leur situation de responsabilité économique à la maison.

Les effets de la présence de mineurs dans la probabilité de participation des hommes et des femmes âgés de 19 à 24 ans ont également dans la direction opposée. L’effet marginal est négatif et significatif pour les femmes et positif et significatif dans le cas des hommes (modèles 3 et 4, tableau 4). Compte tenu de la présence d’enfants de moins de 6 ans, la probabilité que la participation des hommes à cette gamme d’âge est augmentée, car le coût marginal d’offrir un temps positif sur le marché du travail est réduit lorsqu’une dépendance économique est créée, tandis que pour les femmes, l’inverse se produit avant la existence d’une dépendance non économique qui augmente ce coût. Dans le groupe d’individus plus jeunes, cependant, cette relation complémentaire n’est pas présentée, car la valeur de l’effet marginal est positive et statistiquement significative dans les deux cas, ce qui implique que, pour ces hommes et femmes, c’est la dépendance économique qui domine et elle a Une influence sur le coût marginal8.

Comme prévu, la présence de grands non-participants réduit la probabilité de participation des hommes et des femmes de moins de 59 ans. De plus, pour tous les groupes d’âge établis dans l’analyse, le plus haut niveau de revenu du reste de l’individu qui composent la maison augmente le coût marginal du temps et réduit la probabilité de participation de l’individu. Dans ce cas, l’effet marginal peut être compris comme une demi-élasticité et, avant un changement de 10% de l’entrée du reste du ménage, la probabilité de participation serait réduite d’un maximum de sept points de pourcentage, dans la cas d’hommes de plus de 59 ans et à un minimum de 0,5 point de pourcentage dans le cas de femmes de moins de 19 ans.

une découverte importante pour les déterminants de la participation des hommes et des femmes âgés de 59 ans années, c’est l’effet qui a un revenu de pension. L’effet marginal est négatif et significatif, notant que, en ne percevant pas un revenu de pension, la probabilité de participation augmente dans une large mesure. Un autre effet de la population peut déterminer l’importance de cet effet, car, comme l’âge de la population, l’importance de la pension sur la participation de ces personnes est essentielle, car elle détermine sa décision de prendre la retraite du marché du travail. Dans ce cas, la probabilité de participation sera associée à la force du système de sécurité sociale dans les pensions et à sa capacité de couvrir la venture de la vieillesse. Comme Guataquí, et al. (2009), compte tenu de la forte évasion du système de sécurité sociale formelle, les mécanismes d’épargne informels pour la vieillesse, tout comme l’accumulation de capitaux humains des enfants et l’acquisition d’autres actifs, sont clairement insuffisants, étant donné la faible propension marginale à l’épargne Dans une économie où la main-d’œuvre et l’informalité des entreprises sont prépondérants.

D’autre part, le nombre de chômeurs à la maison a un effet positif et significatif sur la probabilité de participation des femmes entre 19 et 59 ans.En ce sens, si cette variable représente la situation du marché du travail confronté par des individus, le mécanisme de transmission est celui de l’effet travailleur ou travailleur supplémentaire: la perception d’un mauvais marché de travail influgait / réduit la probabilité de participer avant la réduction / Augmentation du revenu prévu à la maison. Pour les personnes de moins de 19 ans, des hommes entre 19 et 24 ans et femmes et hommes de plus de 59 ans, l’effet marginal estimé est statistiquement significatif et a un signe négatif. Il est possible d’associer ce résultat avec lequel il a été défini comme l’effet des travailleurs découragés ou le travailleur découragé: la perception d’un mauvais travail du marché du travail, réduit / augmente la probabilité de participer avant une réduction / augmentation de la probabilité d’obtenir un travail sur le marché du travail. Bien que cela nécessiterait une analyse plus approfondie qui dépasse la portée de ce document, une première hypothèse pouvant donner une explication à ces différences serait possible dans la possibilité que pendant la période de crise pose, l’effet de substitution du travail a été nettement inférieur pour les très jeunes. et les personnes âgées, selon les fondations qui exposent López (1985) 9.

Comment a-t-il été noté à la section 0, pour les groupes étiers dans lesquels il a été distingué par sexe, il était important d’introduire une variable Cela détermine l’effet de sa situation conjugale, bien qu’il puisse y avoir une endogénéité implicite en supposant que cette situation soit exogène à la décision de participation (Heckman, 1978) 10. Le résultat obtenu est standard, car la femme mariée, jeune ou plus âgée, a une chance plus faible de participation, tandis que pour l’homme marié, le contraire est attendu.

Enfin, l’effet marginal de la variable urbaine est négatif pour les hommes entre 19 et 24 ans (modèle 4, Table 4), pour hommes et femmes de moins de 19 ans (modèles 5 et 6, Tableau 5) et pour hommes et femmes de plus de 59 ans (modèles 7 et 8, tableau 5). Dans le cas des deux premiers groupes, ce résultat est lié au fait que les jeunes hommes peuvent être plus faciles à entrer sur le marché du travail en effectuant des tâches agricoles, tandis que pour le deuxième groupe, il est possible que les individus situés dans des zones rurales restent plus temps dans le marché. D’autre part, et comme prévu, pour les femmes de moins de 59 ans, la probabilité de participer est plus grande dans le cas de ceux dont la situation géographique est dans les villes ou les centres peuplés. Il s’agit d’un résultat répété dans le travail des déterminants de la participation à la Colombie.

5. Profils de la participation du travail

Sur la base des résultats des modèles de participation estimée, une analyse supplémentaire est proposée pour déterminer la contribution des déterminants de la participation au cours de la période d’étude. L’idée est de créer des profils de participation pour des groupes de personnes spécifiques en fonction des probabilités de participation estimées. Le profil montre comment ces chances ont évolué au fil du temps et permettent d’établir des raisons pour lesquelles ces modifications sont présentées à partir de comparaisons associées à des facteurs tels que la présence de mineurs à la maison, au niveau de l’éducation, l’état matrimonial, le nombre de chômeurs à la maison ou, dans la cas particulier d’individus de 60 ans ou plus, la couverture de la pension.

Dans le groupe de personnes âgées de 25 à 59 ans, le profil a été construit pour les femmes âgées de 25 à 35 ans, tandis que pour le groupe d’individus de moins de 19 ans et ceux âgés de 19 à 24 ans, les profils des femmes / hommes âgés de 15 à 18 ans, ont été créés et femmes / hommes de 20 à 23 ans. Enfin, pour ceux âgés de 60 ans ou plus, le profil construit était destiné aux femmes / hommes âgés de 60 à 65 ans. Bien que arbitraire, le choix de ces profils cherchait que, par rapport au groupe d’âge correspondant, les taux de participation étaient élevés afin d’associer l’analyse avec l’augmentation observée des taux de participation au cours de la période. Dans le cas des femmes / hommes âgés de 15 à 18 ans, cette observation ne peut être remplie, mais il est intéressant d’analyser le comportement de ceux qui sont éventuellement confrontés à la décision d’étendre l’offre d’emploi pour la première fois.

Selon le groupe d’âge correspondant, le modèle des déterminants de la participation exprimée dans l’ équation (3) est estimée à chacune des périodes t = {2002, …, 2005, 2007, …, 2013 } Et, pour chacune des personnes I qui composent ce groupe K, alors les probabilités ponctuelles conditionnées sont déterminées:

(4)

les probabilités estimées abasourdis par un attribut XJ Queafect l’avantage marginal ou un attribut ZM déterminante le coût marginal d’offrir du temps positif sur le marché du travail. Paracada A Les probabilités ponctuelles calculées à partir de l’ équation (4), un intervalle de confiance de 90% est calculée selon:

(5)

Où, t |. C’est l’erreur standard de l’opérateur linéaire de la fonction (∙). Le calcul des intervalles de confiance permet de déterminer si les adhésifs entre les probabilités de participation estimées proportionnellement significatives. Le profil conditionnel de la participation {PPS | .LO, K, PPS | .K, PPS | .Pouvant accueillir, K} Sεt, Pour le groupe K Sedefine de:

(6)

5.1. Les femmes de 25 à 35 ans

ElperiFril conditionné de la probabilité de participation, établie par les équations (4) et (5), pour les femmes entre 25 à 35 ans, on peut observer à la figure 3. Comme prévu , de l’analyse des déterminants, et non les femmes mariées ont une departicipation de probabilité sur le marché du travail nettement supérieur à celui de se marier, il semble cependant dilué si la femme a atteint un niveau d’enseignement supérieur.

probabilité moyen de participation des femmes de 25 à 35 ans
Figure 3
la probabilité moyenne de participation des femmes de 25 à 35 ans
Source: estimations des auteurs.
Probabilité de la participation moyenne des femmes de 25 à 35 ans
Figure 3 (suite)
Proximation de la participation moyenne des femmes 25 A 35 ans,
Source: estimations des auteurs.
Probabilité de la participation moyenne des femmes de 25 à 35 ans
Figure 3 (suite)
Probabilité de la participation moyenne des femmes 25 A 35 ans,
Source: estimations des auteurs.

Quel que soit votre état conjugal, quand conditionnée par le niveau d’ instruction atteint, des différences significatives apparaissent dans la probabilité de participer à ces femmes, étant plus notable dans le cas des femmes mariées, pour lesquelles l’ Université à l’ éducation complète implique Des augmentations de près de 20 points de pourcentage dans cette probabilité, bien que, à compter de 2008, la probabilité de participer aux femmes mariées avec des niveaux d’éducation jusqu’à l’enseignement supérieur incomplet (Panel A). Dans le cas des femmes célibataires, des différences importantes sont présentées lorsque l’on compare la probabilité de participation quand il a fait des études supérieures complète (partie B).

conditionnée à la présence de mineurs, et seulement pour le cas des femmes mariées , le nombre de mineurs est un déterminant important des différences de probabilité de participation. Comme observé dans le panneau C de la figure 3, ces différences ont été élargies en faveur des femmes avec moins de mineurs présents à la maison, ce qui implique que, au moins en partie, la présence plus faible des mineurs a contribué aux taux de participation les plus élevés observés pour le groupe des femmes de 25 ans et 59 ans après 2007. Enfin, et même si les effets marginaux sont importants dans les déterminants, les différences dans la probabilité de participation de ce groupe de femmes ne semblent pas être expliqué par le nombre de chômeurs à la maison ( Panneaux EYF).

5.2. Femmes / hommes âgés de 15 à 18 ans

Parmi les facteurs qui semblent expliquer, au moins en partie, l’augmentation du taux de participation observée pour les personnes Une partie de ce profil sont l’augmentation, à partir de 2009, du Probabilité de participation conditionnée d’être actuellement étudiant (Panneaux AYB de la figure 4), ainsi que le conditionné à avoir atteint une éducation tertiaire incomplète (panneaux ESF). Semblent ces deux effets à compléter les uns les autres, parce que dans ce groupe d’âge, entre 2009 et 2013, le nombre de participants qui étudient et l’enseignement incomplet tertiaire a augmenté de 46% en passant d’être 34 409-50 268, de l’ accord avec nos calculs, basé sur les données GEIH.Cependant, et malgré la représentation moins en valeur absolue, les individus de ce groupe d’âge participant ont atteint des niveaux tertiaires incomplets; Et ceux qui n’étudient pas, ont augmenté de 90% au cours de la même période, ce qui souligne que, malgré l’ont étudié les niveaux d’enseignement supérieur, il est probable que le coût marginal de rester en dehors du marché du travail a été si élevé pour laisser vos études .

Probabilidad de participación promedio de mujeres y hombres de 15 a 18 añosLa probabilité de participation moyenne des femmes et des hommes âgés de 15 à 18 ans

Figure 4
La participation moyenne probabilité des femmes et des hommes de 15 à 18 ans
Source: estimations des auteurs.

Probabilidad de participación promedio de mujeres y hombres de 15 a 18 añosProbabilité de la participation moyenne des femmes et des hommes âgés de 15 à 18 ans

Figure 4 (suite)
Possibilité de participation moyenne des femmes et les hommes âgés de 15 à 18 ans à la source: estimations des auteurs.

Probabilité de la participation moyenne des femmes et des hommes âgés de 15 à 18 ans
Figure 4 (suite)
Possibilité de participation moyenne des femmes et les hommes âgés de 15 à 18 ans à la source: estimations des auteurs.

Dans le cas des hommes, la probabilité de participation conditionnée, ayant atteint des niveaux secondaires incomplètes, a également augmenté de manière significative par rapport au secondaire secondaire et tertiaire complet (Panneau F), mais dans ce cas, le complément entre étant Étudier un tel niveau d’éducation aujourd’hui et la décision de participation semble être plus forte, car le nombre de participants à cette situation a augmenté de près de 18% entre 2009 et 2013, tandis que la variation de ceux qui n’étudient pas d’avoir atteint ce niveau n’étaient que 8 %.

Bien qu’il ne soit pas directement associé à la dynamique croissante de la participation de ce groupe, le profil du panel D de la figure 4 montre, dans le cas des hommes, une réduction relative de l’effet d’avoir au moins un de moins de 6 ans à la maison par rapport à ne le présentant pas, ce qui peut être une preuve d’une réduction du poids de la dépendance économique sur la décision de participation. Dans le cas des femmes (Panel C), il n’y a pas de changement significatif à cet égard.

5.3. Femmes / Hommes de 20 à 23 ans

Comme cela s’est passé avec des femmes / hommes âgés de 15 à 18 ans, l’augmentation de la participation des deux sexes âgées de 20 à 23 ans est très associée à une augmentation significative des incomplètes incomplètes Effets tertiaires (panneaux ESF de la figure 4: probabilité de participation moyenne des femmes et des hommes âgés de 15 à 18 ans et d’étude (panneaux AYB). Cela corrobore la plausibilité de l’hypothèse qui souligne que, pour les jeunes, en Colombie, la substitution entre étudier et participer a diminué au cours des 11 dernières années, qui a été liée à une augmentation significative de la part de marché du travail.

En plus de cela, les probabilités conditionnés Profil de ce groupe d’individus montrent qu’une autre source d’augmentation de la participation des femmes de 20 à 23 ans est la réduction relative et significative de l’effet qu’il a la présence d’enfants de moins de 6 ans. années à la maison (panneau C), qui contraste avec ce qui est observé pour les hommes, au contraire, au contraire, ce même effet génère une tendance croissante de la probabilité de participation (panneau D).

sur le d’autre part, le nombre de chômeurs dans la maison semble être important d’expliquer, en partie, la dynamique que de la période 2002-2005 et uniquement pour le cas des femmes, pour lesquelles les différentes Les CIA ont été réduites en faveur de ceux qui ont une présence de chômeurs à la maison (panneau G). La réduction du nombre moyen de chômeurs et la meilleure situation du marché du travail a contribué à réduire le taux de participation de ce groupe d’âge au cours de cette période. Entre-temps, au cours de la période 2002-2005, le nombre de moyens sans emploi par ménage pour ces femmes est tombé à un taux de 9,9% par an.

5.4. Femme / homme de 60 à 65 ans

Dans le cas des femmes âgées de 60 à 65 ans, la différence entre atteindre un niveau d’éducation express-tertiaire contre un autre niveau d’éducation peut expliquer les différences dans la probabilité de participation, bien que l’écart ait été fermé en faveur de l’enseignement supérieur complet après 2010 (Panel A). Cette augmentation de la probabilité de participer au Tertiaire complet est également observée pour les hommes (panel B), soulignant dans cette période, les personnes ont des niveaux d’éducation plus élevés que les cohortres, qui expliquent en partie l’augmentation de la participation des personnes âgées de 60 ans ou plus.

Probabilité de participation moyenne Demujeres et hommes de 20 à 23 ans
Figure 5
Probabilité de participation moyenne Demujeres et hommes de 20 à 23 ans
Source: estimations des auteurs.
Probabilidad de participación promedio demujeres y hombres de 20 a 23 añosProbabilité de la participation moyenne Demujeres et hommes de 20 à 23 ans

Figure 5 (suite)
Probabilité de participation Moyenne Demujères et hommes De 20 à 23 ans
Source: estimations des auteurs.

Probabilité de participation Demujères et hommes de 20 à 23 ans âgés de 20 à 23 ans
Figure 5 (suite)
Protection de la participation Moyenne Demujeres et Hommes De 20 à 23 ans
Source: estimations des auteurs.
Probabilité de la participation moyenne Demujeres et hommes de 20 à 23 ans
Figure 5 (suite)
Probabilité de participation Moyenne Demujeres et Hommes De 20 à 23 ans
Source: estimations des auteurs.

Les panneaux EYF de la figure 6 indiquent, lors de la comparaison de l’évolution de la période d’étude du département des femmes et des hommes âgés de 60 ans et 65 ans, je ne compterais pas sur le revenu par pension d’âge de la retraite détermine Environ 30 points de pourcentage plus susceptibles de participer aux hommes, au Yentre 5 et 10 points pour les femmes, bien que les différences n’ont pas changé de manière administrative tout au long de la période d’étude.

Probabilité de la participation des femmes et les femmes de 60 à 65 ans
Figure 6
Possibilité de participation des femmes Yhombres de 60 à 65 ans Source: estimations des auteurs.
Probabilité de la participation des femmes et des femmes de 60 à 65 ans

Figure 6 (suite)
Possibilité de participation des femmes YOMBres de 60 65 ans
Source: estimations des auteurs.

Probabilité de la participation des femmes et des femmes de 60 à 65 ans
Figure 6 (suite)
Possibilité de participation des femmes yhombres de 60 65 ans
Source: estimations des auteurs.
Probabilité de la participation des femmes et des femmes de 60 à 65 ans
Figure 6 (suite)
Possibilité de participation des femmes yhombres de 60 65 ans
Source: estimations des auteurs.

apécation d’effets marginaux importants, le nombre de mineurs ou dedie à la maison à la maison pour expliquer des différences importantes dans les possibilités de participation de plus de 59 ans (panneaux C, DYG, H).

6. Conclusions

Les preuves indiquent que, en général, les femmes, ainsi que les hommes de moins de 25 ans et plus de 59 ans, sont ceux qui ont déterminé la dynamique du taux de participation du travail au cours des 11 dernières années. De l’Union de deux échantillons de personnes en échec et des individus de GeI, l’exercice de découverte des déterminants de la participation du travail en Colombie a été réalisé pour chacun de ces groupes de la période 2002-2013, en utilisant un modèle de type de type empirique représentant le problème statique de l’extension. de l’offre de travail. En complément de cette première analyse, et dans le but d’établir la contribution réelle de ces déterminants à la dynamique des taux de participation dans la période d’étude, des profils de probabilité de participation ont été créés pour les sous-groupes d’individus dans chacun des groupes Etarios choisis pour cette étude. . Les probabilités de participation ont été calculées aux différents déterminants dans chacune des années de la période 2002-2013 et des comparaisons ont été réalisées à des intervalles de confiance de 90%.

pour le total national, le niveau d’enseignement atteint par l’individu, La présence de personnes à charge à la maison (être des mineurs ou des personnes âgées), le nombre de chômeurs qui y vivent, la situation scolaire actuelle et le revenu du reste des membres de la Chambre sont des déterminants importants de la probabilité de participer. Atteindre des niveaux d’éducation supérieurs au secondaire complet est particulièrement pertinent pour les femmes mariées de 25 à 35 ans, les jeunes femmes de moins de 25 ans et les femmes de plus de 59 ans.

D’autre part, l’effet de La présence de mineurs fonctionne dans la direction opposée entre les femmes mariées et non mariées; Bien que, pour le premier, ce facteur a un effet négatif sur la probabilité de participation, pour la seconde, elle est positive. Dans le premier cas, la possibilité de partager des responsabilités rend la présence de moins de 16 ans d’augmentation du coût marginal d’offrir du temps sur le marché du travail. Dans le second cas, la présence de mineurs crée une dépendance économique et, au contraire, réduit ledit coût.

Dans le cas de jeunes personnes de moins de 19 ans, la présence d’enfants jusqu’à 6 ans a créé une dépendance économique, en particulier pour les hommes; Bien que pour ceux âgés de 19 à 24 ans, cette présence crée une dépendance non économique sur les femmes (décourageant à participer) et dépendance économique aux hommes. Pour les deux groupes, la situation scolaire actuelle (si vous n’étudiez ni n’étudiez), déterminez en moyenne si la personne participe ou ne participe pas. Contrairement aux attentes, après avoir atteint des niveaux d’éducation inférieurs au lycée complète a un effet positif sur la probabilité de participer aux jeunes hommes.

dans le groupe de plus de 59 ans, des effets ont été détectés de cohorte associées à l’éducation et Couvrant le système de sécurité sociale en pensions: une cohorte avec des niveaux d’enseignement plus élevés est plus susceptible de participer; Une cohorte avec un plus grand nombre d’individus dépassant 59 ans est plus susceptible de participer s’il n’est pas couvert par le système de sécurité sociale. Dans ce dernier cas, la forte évasion du système d’épargne formel pour la vieillesse, ainsi qu’une faible propension marginale à économiser sur d’autres mécanismes d’épargne informels rendent plus cher à ne pas offrir de temps sur le marché du travail et à poster une retraite.

L’effet du nombre de chômeurs à la maison reflète le mécanisme d’effet additionné des travailleurs ou un travailleur supplémentaire pour les femmes âgées de 19 et 59 ans. Pour les femmes et les jeunes hommes de moins de 19 ans et des individus de plus de 59 ans, le mécanisme semble être l’effet de travailleur découragé ou le travailleur découragé, dont l’explication peut être fondée sur l’hypothèse d’une réduction de la substitution de la main-d’œuvre intra-familiale dans la crise du POS période. D’autre part, l’effet marginal du logarithme qui a trait à l’entrée du reste du ménage reflète qu’avant des différences de 10% dans cette situation, la probabilité de participation est réduite entre trois et sept points de pourcentage.

La comparaison dans chaque profil a déterminé que l’augmentation après 2007 dans le taux de participation des femmes âgées de 25 à 59 ans était fortement associée aux plus grandes chances de la participation des femmes avec un niveau d’éducation inférieur, avant une présence inférieure de mineurs à la maison . Pour sa part, la dynamique de ce taux pour les femmes de moins de 25 ans est liée à une réduction du nombre de chômeurs au cours de la période 2002-2005 (amélioration de la situation du marché du travail) et une augmentation du niveau d’enseignement obtenu après 2008 . Ce dernier facteur est également important pour les jeunes hommes de cette gamme d’âge.

La comparaison des profils des femmes et des hommes de moins de 25 ans montre que la dynamique croissante de la participation peut également être associée à une réduction de la substitution. entre l’utilisation du temps dans l’étude et sur le marché du travail, en particulier lorsque des niveaux d’enseignement supérieur incomplet sont atteints. Cependant, dans le cas des enfants de moins de 19 ans, malgré l’atteinte des niveaux d’enseignement supérieur, le coût de l’utilisation de temps dans des activités non-travailleuses est suffisamment élevé pour prendre la décision de participer et d’abandonner leurs études.

enfin, et Malgré le fait que la possibilité d’avoir un revenu de pension explique les plus grandes différences dans la participation des personnes de plus de 59 ans, la comparaison des profils conditionnés montre qu’avec un niveau d’éducation égal ou supérieur au tertiaire complet a considérablement augmenté la probabilité de participation, y compris ceux avec une pension.

Ces résultats apportent plusieurs défis de la politique publique, si les niveaux de participation les plus élevés sont attendus, ils sont reflétés à des niveaux d’emploi, de croissance et de productivité plus élevés. Premièrement, le système d’enseignement supérieur devrait rechercher des mécanismes qui réduisent le coût marginal d’utiliser du temps dans des activités éducatives et permettent au moins à l’individu de considérer la possibilité d’étudier et de travailler en même temps. Le risque d’abandon semble être trouvé dans les premières années, selon les résultats. Au-delà de ces mécanismes, seuls des niveaux élevés de productivité peuvent être atteints si, malgré l’étude et le travail en même temps avant la réduction du remplacement de l’utilisation du temps, l’éducation reçue par ces personnes assure certains niveaux de qualité qui leur permettent de participer avec succès sur le marché du travail.

Deuxièmement, la forte main-d’œuvre et l’informalité des entreprises, ainsi que l’évasion aiguë du système de sécurité sociale formelle, retardent le retrait volontaire des travailleurs à faible taux de productivité, associé à ne pas avoir atteint niveaux d’éducation plus élevés.Il est certain qu’il existe des niveaux plus élevés de participation des individus d’âge de la retraite avec des niveaux d’enseignement supérieur, car il est possible que leur chemin de productivité soit toujours dans la part croissante, mais ce n’est pas si la décision de la retraite est reportée que parce que pas là-bas. est un mécanisme de couverture pour la vieillesse.

Enfin, et comme il a été conclu dans des emplois similaires et antérieurs, les plus hauts niveaux de participation des femmes, associés à une dépendance non économique inférieure et à l’éducation conclue, Exiger des politiques qui réduisent l’écart de revenu salarial expliqué par des facteurs différents de la productivité.

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