Determinanti e profili di partecipazione del lavoro in Colombia nel periodo 2002-2013 *

INTRODUZIONE

A seconda dei fattori che guidano il loro cambiamento, la tendenza del tasso di partecipazione è Un indicatore di cambiamento nella capacità produttiva dell’economia e, a breve e medio termine, riflette la situazione del mercato del lavoro, durante l’analisi insieme ai cambiamenti nelle tariffe di occupazione o di disoccupazione (JUHN & Potter, 2006), ragioni più che sufficienti per rendere rilevante lo studio dei determinanti della decisione di partecipazione.

Durante gli ultimi quattro decenni, cambiamenti nel tasso di partecipazione che hanno generato una riduzione Nel divario di partecipazione tra uomini e donne, in gran parte dei paesi dell’America Latina (ARRIAGADA, 1997). Nel caso colombiano, tali cambiamenti sono stati associati a importanti varianti di fattori demografici, culturali ed economici, ma, tra loro, la più significativa è stata la percezione, dalle diverse coorti di donne, di un aumento del costo della fertilità Associato all’aumento dei ritorni all’istruzione e ai cambiamenti nella struttura delle famiglie, relativi ai processi decisionali congiunti (Sánchez & Núñez, 2003). Questo fattore ha generato cambiamenti significativi nel datore di lavoro della partecipazione del lavoro in Colombia. Nelle sette città principali1, la partecipazione femminile è aumentata considerevolmente tra il 1950 e il 1985, poiché è passato dal 19% al 39% (Ribero & Meza, 1997). Allo stesso modo, nelle dieci città più grandi2, la partecipazione delle donne, tra i 18 ei 65 anni, è aumentata e dal 47% nel 1984 al 65% nel 2006 (Amador, et al., 2013).

In questo contesto, ea causa della progettazione di sondaggi domestici in Colombia, l’analisi dei determinanti della partecipazione al mercato del lavoro è stata effettuata solo, essenzialmente, su campioni di individui nelle città principali, essendo il campione più grande e più recente Usato da Amador, et al. (2013) per dieci grandi città nel periodo 1984-2006, sebbene Arango, et al. (2003) ha utilizzato un campione rappresentativo della portata nazionale per uomini e donne nel 2002 e nel 2003. D’altra parte, e nonostante l’analisi dettagliata dell’evoluzione della fornitura del lavoro da parte dei gruppi, realizzata da Sánchez e Núñez (2003), il ciclo della vita non è stata presa in considerazione solo attraverso l’introduzione dell’età come una variabile determinante per la decisione decisionale di un gruppo di individui di tutte le età.

Utilizzo dei dati rappresentativi del totale nazionale nel periodo 2002-2013, nel presente studio, sono stimati il tipo di modelli empirici dei determinanti della decisione di partecipazione. Sulla base del comportamento osservato nei tassi di partecipazione di diversi gruppi di età, viene effettuata l’analisi, per le donne, nell’intervallo di 25-59 anni; per donne e uomini sotto i 19 anni; Per donne e uomini di età compresa tra i 20 ei 24 anni e per le donne e gli uomini oltre 59. Questa valutazione guarda più attentamente le possibili differenze coinvolte in diverse fasi del ciclo di vita e distingue l’effetto dei livelli educativi raggiunti, così come ciascuno dei I minori dipendono da casa. In questo senso, per l’ultimo gruppo di età studiato, viene introdotto il ruolo della copertura della sicurezza sociale nelle pensioni.

Il periodo di analisi scelta coincide con il periodo dopo la crisi del 1999, osservando un comportamento nel forma del tasso di partecipazione, che mostra un aumento secolare dopo il 2007. Con lo scopo di stabilire il vero contributo di tali determinanti a questo dinamico, i profili di partecipazione sono stati creati per sottogruppi rappresentativi di ciascuno dei settori analizzati, per i quali ci sono probabilità di partecipazione condizionato a determinati determinanti specifici per spiegare le differenze nella probabilità di partecipazione in tutto il periodo di studio.

Tra i risultati più rilevanti, si riscontra che hanno raggiunto livelli di istruzione superiore ha un rapporto diretto e importante con gli aumenti Nel tasso di partecipazione delle donne, specialmente per quello Come sposato, dopo il 2008. Questo effetto è anche significativo per comprendere la partecipazione di quelli di oltre 59 anni, per cui avere un reddito pensionistico, spiega gran parte delle differenze nella probabilità di intervenire il mercato del lavoro. Questa scoperta mostra il ruolo della capacità di copertura del sistema di sicurezza sociale per spiegare le dinamiche degli indicatori del mercato del lavoro.

Nel caso di giovani, le riduzioni osservate nei tassi di partecipazione tra il 2002 e il 2005 possono, in parte, essere spiegate dai miglioramenti del lavoro, in particolare nel caso delle donne sotto i 19 anni; Mentre, dal 2008, gli aumenti del tasso di partecipazione femminile sono associati ai più alti livelli di educazione raggiunti, la minima presenza di bambini e la pressione economica che gli uomini hanno prima della presenza di quest’ultimo in casa.

1. Studi della partecipazione del lavoro Encolombia

L’aumento graduale che ha presentato negli ultimi decenni la partecipazione femminile del lavoro e l’effetto che ciò ha avuto nella partecipazione del lavoro in Colombia ha generato che l’analisi dei determinanti della partecipazione del lavoro sia un argomento ampiamente Lavorato dalla letteratura economica nazionale, che può essere divisa in due gruppi, in base alla fonte di informazioni utilizzate. In primo luogo, le opere di Ribero e Meza (1997), Senjo e Ribero (1998), Santamaría Y Rojas (2001) e Arango e Posada (2002), che utilizzano il sondaggio nazionale delle famiglie (ACC); E, in secondo luogo, sono le opere di Arango, et al. (2003) e Amador, et al. (2013), coloro che usano i dati dal sondaggio domestico continuo (ECH).

Nel gruppo che impiega ASC, i diversi autori stimati modelli di scelta binaria (probit o logit) sulla popolazione totale, disaggregata tra uomini e donne, delle sette città principali. Ribero e Meza (1997) analizzano i determinanti della partecipazione del lavoro per uomini e donne tra il 1976 e il 1995, utilizzando un pseudo-pannello con variabili di controllo demografico (età, istruzione, stato civile, numero di bambini in casa, testa di questo, numero Di persone che vivono lì, frequenza scolastica, lavoro del coniuge) ed economico (reddito da reddito del coniuge o reddito da domicilio), a trovare che i principali determinanti per uomini e donne sono sedi del coniuge, dell’età, dell’età, dell’educazione e della partecipazione del lavoro. Lo stato civile, d’altra parte, colpisce negativamente la partecipazione delle donne, mentre aumenta quella degli uomini.

Senjo e Ribero (1998) incorporano il tasso di disoccupazione della famiglia e l’esistenza del servizio nazionale come possibili determinanti della partecipazione Di uomini e donne, disaggregati tra i singoli e il matrimonio, gli uomini capo di casa e donne a folli delle famiglie. Nel suo studio, gli autori scoprono che essere il capo della famiglia e sposarsi aumenta la partecipazione degli uomini, mentre quella delle donne è aumentata dal tasso di disoccupazione della famiglia. Nel gruppo di sposato, l’educazione è un determinante sia per gli uomini che per le donne, mentre il servizio domestico è solo per le donne. La partecipazione dei singoli è determinata dall’età e dal tasso di disoccupazione della famiglia, nel caso degli uomini e per età e la presenza di bambini sotto i 6 anni, nel caso delle donne.

Seguendo lo stesso Linea di studio, Santamaría y Rojas (2001) Considera che l’esistenza di persone con disabilità in casa, migrazione e l’effetto della città contribuiscono a spiegare la partecipazione di uomini e donne. I risultati indicano che l’educazione è un determinante per entrambi i sessi, nel frattempo il servizio domestico è per donne e migrazioni, per gli uomini. Inoltre, l’aumento del tasso di disoccupazione e la caduta del reddito familiare è evidenziato come fattori che accelerano la partecipazione femminile durante il periodo 1983-2000.

al fine di fornire nuovi elementi all’analisi dei determinanti dell’intervento Nel mercato del lavoro, Arango e Posada (2002) svolgono un’analisi trimestrale considerando l’effetto ricchezza (fittizio variabile, che tiene conto del mandato di alloggiamento, della posizione-strato e dei redditi mensili superiori a $ 2 500 000) e la disaggregazione tra uomini e donne , commesso e non commesso. I risultati dimostrano che l’età e l’esistenza dei membri della famiglia disoccupati aumentano la partecipazione del lavoro di uomini e donne non conquistanti, mentre l’educazione aumenta per le donne impegnate e non conquistati. Da parte sua, la ricchezza variabile diminuisce la partecipazione, come previsto.

Utilizzo dei dati da ECH, Arango, et al. (2003) stimare il modello inizialmente proposto da Arango e Posada (2002) per il periodo tra il primo trimestre del 2000 e il secondo del 2002, per tredici città, in questo hanno riscontrato che i determinanti della partecipazione del lavoro per entrambi i sessi, tra AM E ECH, nei periodi selezionati, non sono cambiati molto.

D’altra parte, Amador, et al.(2013) ha effettuato uno studio con i sotto-periodi di ACC e ECH per le dieci città più grandi, con l’obiettivo di comprendere meglio il cambiamento subito nella partecipazione del lavoro femminile nel periodo 1984-2006. Attraverso una decomposizione del tasso di partecipazione, per osservare se la sua evoluzione è stata data da cambiamenti nella composizione della popolazione o nel tasso di partecipazione di diversi gruppi di individui (livello di istruzione, fertilità e stato civile), hanno scoperto che l’aumento Nella partecipazione del lavoro delle donne, è stato influenzato dall’aumento del tasso di partecipazione delle donne con un basso livello di istruzione che ha un partner (sposato o in unione libera), mentre i cambiamenti nella composizione della popolazione hanno avuto un effetto minimo.

2. DATA

In Colombia, le indagini domestiche sono state gli strumenti utilizzati per misurare il comportamento del mercato del lavoro. Le tue domande cercano di raccogliere informazioni sulle condizioni di lavoro (se lavori, su ciò che lavori, quanto vinci, se hai la sicurezza sociale in salute e / o pensione o se stai cercando un lavoro), caratteristiche generali della popolazione (sesso, età, stato civile e livello educativo) e fonti di reddito.

Al fine di eseguire un’analisi più completa dei determinanti della partecipazione in Colombia, i dati forniti dalla ECH e dalla Grande Famiglia integrata Sono stati utilizzati indagini (GEIH) per il periodo 2002-2013, dato che forniscono informazioni rappresentative a livello nazionale. È importante notare che, prima della ECH, il Dipartimento Nazionale delle statistiche (Dane) ha effettuato AW tra il 1976 e il 2000; Tuttavia, questo riesce a coprire per tutto il suo periodo solo sette città3.

In questo senso, la possibilità di avere un campione rappresentativo a livello nazionale è una prima motivazione per eseguire l’analisi della situazione di partecipazione in il periodo che copre questi due indagini. Tuttavia, le modifiche menzionate nella metodologia della raccolta delle informazioni rendono i dati del periodo 2002-20054 (ECH) non sono rigorosamente comparabili con quelli del periodo 2007-2013 (GEIH). Un primo tentativo di omogeneizzazione è stato effettuato mediante un adeguamento dei due campioni alle misure nazionali della popolazione, in conformità con le informazioni del censimento del 2005, utilizzando i fattori di adeguamento calcolati dalla missione per l’Unione della serie di occupazione, la povertà e la disuguaglianza ( Mesp) aderire alla serie di tasso di partecipazione globale (TGP), tasso di occupazione (TO) e tasso di disoccupazione (TD). Inoltre, alcuni altri controlli sono stati utilizzati nell’esercizio di stima per tenere conto dell’interferenza del citato cambiamento metodologico, sebbene la dimensione dei campioni non presenta modifiche significative.

Ai fini di questo documento, il bersaglio Popolazione È la popolazione dell’età lavorativa (PET), che nel periodo 2002-2005 ha rappresentato, in media, il 76% (30.918021 individui) degli abitanti e nel periodo 2007-2013 rappresentato, in media, 78, 4 % (34 677 603 individui). Nel primo caso, la rappresentatività è associata a un campione di 444 309 abitanti, mentre nel secondo, il campione è 645 825, come è osservato nella Tabella 1, con il quale il campione e la sua espansione sono determinati nella popolazione divisa dal genere. Per ogni individuo di questo sottoinsieme della popolazione, ci sono le principali caratteristiche generali e la struttura sociodemografica ed economica della loro casa, che consente un’analisi più completa dei determinanti della partecipazione del lavoro.

tabella 1
Dimensioni del campione e indicatori Principincisipli del mercato del lavoro in ECH e GEIH

Dimensioni del campione e indicatori del mercato del lavoro in Ech e Geih
Fonte: Elaborazione propria basata su Dane-Ech Ydane-Geih

3. Fatti stilizzati

Prima del periodo 2002-2013, l’economia colombiana e il mercato del lavoro erano passati attraverso una delle sue crisi più acute nell’ultima metà degli anni Novanta. Fino al 2001, il mercato del lavoro ha presentato alti tassi di disoccupazione e forti flussi di uscita di inattività all’attività (per lo più verso la disoccupazione), in particolare per gruppi di individui giovani e / o meno qualificati. Questa situazione è stata presentata in parallelo con importanti riduzioni del reddito reale dei lavoratori e alti livelli di informalità del manodopera (Núñez & GONZÁLEZ, 2011).

A partire da dentro Nel 2002, nel periodo di recupero dell’economia, la situazione del mercato del lavoro sembra cambiare in modo significativo. Il tasso di disoccupazione presenta una tendenza decrescente e passa da un valore del 15,6% nel 2002 al 9,7% nel 2013, una situazione accompagnata da continui aumenti del tasso di occupazione, e che, nello stesso periodo, ha passato il 52,6% a 58 % (Figura 1, pannello A).In questo contesto, il tasso di partecipazione globale ha mostrato una dinamica molto particolare. Come previsto per questo periodo, tra il 2002 e il 2008 c’è una riduzione dell’indicatore, che è andato dal 62,2% al 58,5%; Tuttavia, dal 2009, la tendenza del tasso diventa aumentando fino a raggiungere, nel 2013, un valore del 64,2%. Questa dinamica sotto forma di U, osservata per il tasso di partecipazione nazionale, viene ripetuta quando la partecipazione di genere è decomposta (figura 1, pannello B).

tassi di disoccupazione, occupazione e Partecipazione della Colombia: 2002-2013
figura 1
Tassi di disoccupazione, Occupazione e partecipazioneNena Colombia: 2002-2013
Fonte: Proprietà Elaborazione basata su Dane-Ech Ydane-Geih.

ALDESCOMPOSI Il comportamento dell’indicatore per gruppi di età, sorgono principi a volte interessanti. Il confronto che può essere osservato nella figura 2, tra ciò che accade nei periodi 2002-2005 e 2007-2013, consente di sottolineare che, sia per uomini che per donne sotto i 19 anni, è stata una riduzione della partecipazione relativa dei livelli. Nel caso delle donne, il tasso di partecipazione è passato da una media del 18,3%, nel primo periodo, al 14,3%, nel secondo, nel caso di uomini, sono stati rispettivamente il 29,6% e il 24,1%. Da parte sua, l’aumento del tasso di partecipazione sembra essere associato alle dinamiche del detto per donne e uomini di età compresa tra i 19 e il 24, le donne con le donne con 25 e 59 anni e donne e uomini con 60 anni o più. Tra questi, gli aumenti osservati nella partecipazione femminile della presa (64,2% al 67,6%) e il terzo (19,0% al 21,0%) sono evidenziati.

Partecipazione del lavoro Vota per uomini e donne per gruppi di età nel periodo 2002-2013
figura 2
Tasso di partecipazione del lavoro per le donne per età per gruppi di età nel periodo 2002-2013
Fonte: grande casa integrata ECH (2002-2005) DANE-GEIH (2007-2013), calcolo degli autori.

È possibile avere una prima visione della lasociazione che esiste tra la dinamica della partecipazione e le droghe della popolazione. La Tabella 2 riassume l’evoluzione del tasso di partenza, distinguendola dalla situazione civile e dal livello di istruzione nel periodo 2002-2013. Per coloro che hanno meno di 19 anni e le età compresa tra 19 e 24 anni, vi è stato un importante aumento del tasso di partecipazione delle donne e degli uomini che hanno raggiunto livelli di terziario incompleti e, nel caso particolare del secondo gruppo, anche sedestaca la tendenza crescente Dalla partecipazione di uomini Conalgun full secondario o livello secondario.

tabella 2
evoluzione del tasso di partecipazione del porggender, età delle età e caratteristiche proprie (2002-2013)

Evoluzione del tasso di partecipazione porgeosa, età delle età e caratteristiche proprie (2002-2013)
Fonte: Proprietà Elaborazione, da Danese (2002-2005), e DANE-GEIH (2007-2013).

tabella 2 (cont.)
Evoluzione del tasso di partecipazione del porggender, dei gruppi di età e caratteristiche proprie (2002-2013)

Evoluzione del tasso di partecipazione porgioso, dei gruppi di età e caratteristiche proprie (2002-2013) Fonte: propria elaborazione, a partire da Dane-Ech (2002-2005) e Dane-Geih (2007-2013).

tabella 2 (cont.)
evoluzione del tasso di partecipazione del porggender, dei gruppi di età e caratteristiche proprie (2002-2013)

Evoluzione del tasso di partecipazione porgioso, dei gruppi di età e caratteristiche proprie (2002-2013) Fonte: propria elaborazione, a partire da Dane-Ech (2002-2005) e Dane-Geih (2007-2013).

Donne Tra i 19 ei 59 anni, vi è anche un importante aumento del tasso di partecipazione dei marittimi e, tra questi, un aumento generalizzato dei tassi di partecipazione dei quali sono tra i 25 ei 59 anni fa . o meno del terziario completo. Per il gruppo di oltre 59 anni, le tendenze crescenti, soprattutto dal 2010, le donne e le donne sono osservate con l’istruzione pari o superiore al terziario incompleto, Endende sottolinea quelle con istruzione posteroria.

quattro. Determinanti del partecipanteLaborerale

4.1. Un modello empirico del grado di partecipazione del lavoro

La natura dei dati disponibili per comprendere la decisione di partecipazione all’economia colombiana impone un’importante restrizione teorica al modello empirico da utilizzare in questa analisi.Poiché non è possibile seguire gli individui nel tempo, il modello non sarà in grado di raccogliere molti aspetti della teoria del ciclo di vita e l’effetto della sostituzione intertemporale nelle decisioni di approvvigionamento del lavoro (Mulligan, 1998). Prendendo in considerazione questo problema, si propone un modello in base alla decisione statica della partecipazione.

In letteratura empirica, la decisione di partecipare al mercato del lavoro è considerata l’ampio aspetto del problema dell’offerta del lavoro ( Heckman, 1993). Hit ≥ 0 Il tempo di lavoro che un individuo che potessi utilizzare nel mercato del lavoro nel termine T, l’estensione dell’offerta di lavoro può essere modellata attraverso la variabile latente:

Seguendo i lavori classici di Heckman (1974) e Heckman e Willis (1977), il dilemma tra offrire tempo di lavoro positivo e = 1 e non offrirlo e * IT = 0 dipende sul confronto tra il beneficio del costo marginale e il costo di ottenere un lavoro. Lo stipendio del mercato Ωit sarebbe beneficio, mentre il costo sarebbe determinato da ciò che è chiamato il prezzo dell’ombra del tempo nella situazione in cui l’individuo offre il lavandino null di lavoro μit . In questo contesto, il comportamento della variabile latente sarebbe determinato per una funzione (f: r → {0.1}) tale che:

(1 )

L’individuo offrirà un tempo di lavoro positivo solo se il vantaggio marginale della partecipazione con successo nel mercato del lavoro è superiore R al costo marginale; Altrimenti, deciderà di non partecipare. Da un punto di vista empirico, come indicato da Heckman e Willis (1977), sono presentati due problemi importanti. Innanzitutto, ωit è osservabile solo per quegli individui che hanno partecipato con successo nel mercato del lavoro, in modo che, se sono stati utilizzati i valori osservati di questa variabile, sarebbe stato sostenuto nel cosiddetto problema di pregiudizi di selezione. In secondo luogo, μIt non è direttamente osservabile per qualsiasi individuo.

Un approccio di tipo MUSTE (1974) risolve parte del primo problema ed è possibile dire che ωit è una funzione di un insieme di attributi x1, Tra le variabili che rappresentano il livello educativo, l’esperienza o la condizione del mercato del lavoro, tra gli altri, probabilmente non osservabili. Nel caso di μit, un altro set Z1 di attributi e situazioni personali può determinare detto prezzo dell’ombra, tra cui la presenza di dipendenti a casa, l’ingresso di altri membri della famiglia e alcuni altri non osservabili. Dall’equazione (1) ed eliminando il podripscript del tempo, deve:

(2)

supponendo che il componente faccia Non osservare una distribuzione normale standard nell’equazione (2), il tipo di tipo Probitabilità della partecipazione della partecipazione per l’individuo I sedetemine di:

(3)

4.2. Variabili e modelli stimati

Come indicato nella sezione 0, sono stati osservati importanti movimenti nella partecipazione del lavoro durante il periodo 2002-2013 per le donne (M < 19) e uomini (H < 19) sotto i 19 anni; Donne (m 19-24) e uomini (H 19-24) tra 19 e 24 anni; Le donne tra i 25 ei 59 anni, per le quali si è distinta tra sposato (MC 25-59) e non sposato (MS 25-59); e donne (m > 59) e uomini (h > 59) oltre 59 anni. Un ragazzo è definito come sposato se è legalmente collegato a una coppia sotto l’istituzione del matrimonio o se convivenza con una coppia stabile senza relazione legale; L’individuo non sposato sarebbe uno che non soddisfa nessuna di queste due condizioni. La distinzione è importante, specialmente per le donne, perché è previsto che il loro uso del tempo in attività o di attività non di mercato dipende molto dalla decisione di formare una casa.

per ogni individuo nel campione utilizzato , le variabili che compongono i vettori XI e Zi sono elencati e definiti nella Tabella 3. Formano il primo vettore, Età2 e il livello di istruzione raggiunto, poiché determinano il beneficio marginale del tempo nel mercato del lavoro dal suo effetto sul suo effetto sul suo effetto sul suo effetto sul mercato del lavoro Stipendio potenziale, evitando il problema del pregiudizio di selezione. La variabile AGE2 rappresenta il quadrato dell’età ed è incluso nei determinanti del salario per misurare la non linearità che è prevista nella generazione di reddito del lavoro nel contesto del ciclo di vita economico dell’individuo. D’altra parte, il prezzo dell’ombra del tempo utilizzato nelle attività non di mercato, misurato dal vettore Zi, è determinato, in primo luogo, con la fertilità e le decisioni di cura dipendenti raccolte in una serie di variabili dummy che indicano la presenza e l’assenza di minori o più anziani non partecipanti in casa.Nel primo caso, è di interesse misurare l’effetto della presenza di un minore aggiuntivo sulla decisione di partecipazione, motivo per cui sei diverse variabili di indicatori vengono utilizzate per i gruppi MC 25-59, MS 25-59, M > 59 e h > 59. Per gruppi di individui sotto i 25 anni, a causa della sua breve età, la decisione della fertilità è rappresentata da un singolo indicatore variabile della presenza di circa sei anni a casa. Nel secondo caso, il numero di non-partecipanti è incluso per tutti gli individui ad eccezione di quelli che costituiscono i gruppi di oltre 59 anni.

Tabella 3
Variabili indipendenti nei modelli Lavatrice laburista

Variabili indipendenti nei modelli Lavatrice del lavoro
fonte: Great integrata sondaggio domestico.

Tabella 3 (Cont.)
Variabili indipendenti nei modelli Partizione del lavoro

fonte: grande indagine integrata delle famiglie.

è anche incluso, anche all’interno del vettore Zi, una variabile che misura il numero di altri disoccupati in casa, che ha i disoccupati totali nella casa del I-Th individuale, lasciandolo sul All’esterno, se sei anche disoccupato. L’effetto osservabile di questa variabile sul prezzo dell’ombra del tempo utilizzato nelle attività non di mercato è, in linea di principio, ambiguo. Seguendo Hotchkiss e Robertson (2006), è possibile che il numero più alto sia il numero di disoccupati in casa, minore il reddito di esso e, di fronte a una situazione di inattività, il prezzo dell’ombra aumenta l’individuo a partecipare attivamente nel mercato del lavoro (effetto aggiunto del lavoratore); Ma è anche possibile che, se il numero di disoccupati in casa è importante, l’individuo nella situazione inattiva percepisce questo come un segno di bassa probabilità di ottenere un lavoro, il che riduce il prezzo dell’ombra e la disincoglio della sua partecipazione al mercato di Lavoro (effetto scoraggiante) 5.

Per controllare per area geografica, è incluso per tutti i gruppi una variabile dicotomica che indica se l’individuo vive nell’area urbana. Inoltre, dato che la decisione di vivere la vita di una coppia non è esclusiva dalle donne tra i 25 ei 59 anni, l’effetto della presente decisione sulla partecipazione di individui dal resto del Gruppo analizzato, viene misurata da una variabile indicatrice. sposato. Infine, e con lo scopo di controllare, con il campione e i cambiamenti metodologici, le variabili sono integrate con le variabili dell’indicatore per ogni anno, prendendo come riferimento 2013.

i modelli di partecipazione per ciascuno dei gruppi di individui menzionati Si basano sull’equazione (3) e la valutazione mediante la massima verancità di ciascuna di queste rendimenti come risultato il valore degli stimatori β e δ. Tuttavia, per stabilire l’effetto che ciascuna delle variabili ha circa la probabilità di partecipare, è necessario calcolare gli effetti marginali e , dove XLI e ZNI denotano la variabile L-Th e N-Th vettori XI e ZI, rispettivamente.

4.3. Stime

Tabella 4 e tabella 5 Riepilogo I modelli Probit stimati per il campione che rappresenta il totale nazionale nel periodo 2002-2013. Inseriscili 20 e 59 anni, la probabilità di partecipazione aumenta con l’eradicazione per qualsiasi individuo, questo associato al ciclo di vita e un luogo di lavoro previsto. Tabella 4); E la significativa età marginale ynegativa dell’Età2 indica la presenza di non linearità prevista. Per la ricompensa con 60 anni o più, l’effetto dell’età è l’opposto e la non linearità sembra avere un effetto significativo, dal momento che sono nella fase discendente della vita della vita (modelli 7 e 8, tabella 5). Per quanto riguarda i bambini sotto i 19 anni, incoraggiando nella fase iniziale del ciclo di vita, l’associazione tra l’età stimata e la laptopy è un po ‘strano. Nel caso delle donne, l’età mangiaomarginale è negativa e significativa, mentre quella del despiettore dell’età2 e significativa. Quest’ultimo, tuttavia, implica che nella lapartalizzazione del margine accelera con l’età6.

tabella 4
determinanti della partecipazione del lavoro (totale nazionale).

Determinanti della partecipazione del lavoro (totale nazionale).

Variabledendent: Partecipazione

Fonte: Fonte: Great Integrated Survey Dehogares. Errori standard in piedi tra parentesi.

*** P < 0.01, ** P < 0,05, * P < 0.1

Tutti i modelli includono variabili fittizie per ogni anno del campione (rif: 2013)

tabella 4 (Cont .)
Determinanti della partecipazione del lavoro (totale nazionale).

Determinanti della partecipazione del lavoro (totale nazionale).

VariableDependent: Partecipazione

Fonte: Fonte: Great Integrated Survey Dehogares. Errori standard in piedi tra parentesi.

*** P < 0.01, ** P < 0.05, * P < 0.1

Tutti i modelli includono variabili fittizie per ogni anno del campione (rif: 2013)

tabella 5
determinanti di lavoro-cont.- (totale nazionale).

Determinanti del lavoro cont.- (totale nazionale).

Variabledendent: partecipazione.

Fonte: grande sondaggio domestico integrato. Errori standard in piedi tra parentesi.

*** P < 0.01, ** P < 0,05, * P < 0.1

Tutti i modelli includono variabili fittizie per ogni anno del campione (rif: 2013)

tabella 5 (Cont .)
determinanti del manodopera-cont.- (totale nazionale).

Determinanti del lavoro-cont.- (totale nazionale).

Variabledendent: Partecipazione.

Fonte: grande indagine integrata delle famiglie. Errori standard in piedi tra parentesi.

*** P < 0.01, ** P < 0,05, * P < 0.1

Tutti i modelli includono variabili fittizie per ogni anno del campione (Ref: 2013)

L’accelerazione è anche osservata nel caso di uomini, per il quale l’effetto marginale stimato dell’età ha un valore positivo, come previsto (modelli 5 e 6, tabella 5).

per tutte le donne sotto i 59 anni, indipendentemente dal fatto che non siano sposati o sposati , maggiore è il livello di istruzione raggiunto, c’è una maggiore probabilità di partecipazione. Gli effetti marginali negativi e statisticamente significativi dei livelli prima della completa scuola superiore indicano che, avendo raggiunto solo questi livelli, la probabilità di partecipazione è inferiore a quella di coloro che hanno raggiunto detto livello di riferimento; Mentre gli effetti marginali positivi e statisticamente significativi dei livelli secondari completi indicano diversamente. Nel caso di donne sposate da 25 a 59 anni, l’effetto positivo di raggiungere un livello sopra la scuola superiore sulla probabilità di partecipazione, è più che raddoppiare per non sposata (modelli 1 e 2).

L’effetto dell’istruzione superiore è molto importante per gli individui sotto i 25 anni di età, specialmente per le donne, perché l’effetto marginale del raggiungimento di questi livelli può essere più di quattro volte superiore a quello dei Men7. Nel caso di quest’ultimo, tuttavia, raggiungendo i livelli di istruzione inferiore a quella completa secondaria, ha un effetto positivo e significativo sulla probabilità di partecipazione, e tale effetto è in diminuzione dal livello inferiore che è incompleto primario, il che implica che gli individui che hanno raggiunto il I livelli più bassi dell’istruzione sono più propensi a partecipare rispetto a quelli che hanno livelli vicini a pieni secondari e, compresi, contro coloro che hanno raggiunto il terziario incompleto. In questo senso, se sono stati raggiunti solo livelli di istruzione inferiori, è previsto che, in media, l’età dell’ingresso al mercato del lavoro è inferiore per gli uomini che per le donne, perché il costo marginale di offrire tempo positivo nel mercato di il lavoro è ridotto stimolante la partecipazione.

Per le donne e gli uomini oltre 59, l’effetto dell’istruzione sulla probabilità di partecipare al mercato del lavoro è simile a quello osservato per gli uomini sotto i 25 anni, sebbene gli effetti marginali siano Minimo, poiché, in media, questi individui hanno livelli inferiori di istruzione rispetto al resto della popolazione (modelli 7 e 8, tabella 5). Nella stessa stessa età, la probabilità di partecipazione è colpita positivamente dai livelli di istruzione superiore a pieno secondo secondario, nel caso di uomini e donne, che mostra un chiaro effetto popolazione, perché, in media, le persone più giovani di questo gruppo potrebbero raggiungere livelli più alti di istruzione rispetto a quelli con questa età dieci anni fa.

Con l’eccezione delle donne sposate, studiando, al momento, aumenta il costo marginale dell’offerta di tempo positivo nel mercato del lavoro e riduce la probabilità di partecipazione.Come previsto, questo effetto è più forte e determinante nei giovani individui di età inferiore ai 25 anni, per cui non studiare o studiare, al momento, stabilisce, in media, se questi individui partecipano o meno nel mercato del lavoro, per le differenze nel La probabilità di partecipazione è compresa tra 22 e 43 punti percentuali nel caso dei bambini sotto i 19 anni (modelli 5 e 6, tabella 5), e sono superiori a 30 punti nel caso di donne e uomini di età compresa tra 19 e 24 anni (modelli 3 e 4, tabella 4). Da parte sua, la decisione di partecipare e studiare è correlata positivamente nel caso di donne sposate tra i 25 ei 59 anni (modello 2), sebbene l’effetto marginale sia dieci volte più basso (in valore assoluto) alla stima per le donne non sposate.

Per le donne nel gruppo da 25 a 59 anni, la presenza di bambini sotto i 16 anni a casa ha effetti marginali contrari differenziando tra non sposati e sposati. Per il primo, la dipendenza economica riduce il costo marginale del tempo e aumenta la probabilità di partecipazione, mentre per il matrimonio, avendo un sostegno economico del loro coniuge, la presenza di minori e il loro numero aumenta il costo del margine del tempo prima Una dipendenza non economica e la possibilità di prendere decisioni congiunte a casa (Chiappori, 1992). Per quanto riguarda quest’ultimo gruppo di donne, la presenza di uno e due meno di 16 ha un effetto negativo sulla probabilità di partecipare a donne oltre 59 anni, mentre nel caso degli uomini dello stesso gruppo, la somiglianza è data con single Donne e la loro situazione della responsabilità economica a casa.

Gli effetti della presenza di minori nella probabilità di partecipazione di uomini e donne dai 19 a 24 anni sono anche nella direzione opposta. L’effetto marginale è negativo e significativo per le donne, e positivo e significativo nel caso degli uomini (modelli 3 e 4, tabella 4). Data la presenza di bambini sotto i 6 anni, la probabilità di partecipazione maschile a questa fascia d’età è aumentata, poiché il costo marginale dell’offerta è stato ridotto il mercato del lavoro quando viene creata una dipendenza economica, mentre per le donne accade al contrario prima del Esistenza di una dipendenza non economica che aumenta questo costo. Nel gruppo di individui più giovani, tuttavia, questa relazione complementare non è presentata, poiché il valore dell’effetto marginale è positivo e statisticamente significativo in entrambi i casi, il che implica che per questi uomini e donne è la dipendenza economica che domina e ha Un’influenza sul costo marginale8.

Come previsto, la presenza dei principali non partecipanti riduce la probabilità di partecipazione per uomini e donne sotto i 59 anni. Inoltre, per tutte le fasce di età stabilite nell’analisi, il più alto livello di reddito del resto dell’individuo che compone la casa aumenta il costo marginale del tempo e riduce la probabilità di partecipazione dell’individuo. In questo caso, l’effetto marginale può essere inteso come semi-elasticità e, prima di un cambiamento nel 10% dell’ingresso del resto della famiglia, la probabilità di partecipazione sarebbe ridotta da un massimo di sette punti percentuali, nel caso di uomini superiori a 59 anni e almeno un minimo di 0,5 punti percentuali nel caso di donne sotto i 19 anni.

Un importante ritrovamento per i determinanti della partecipazione di uomini e donne più di 59 anni Anni, è l’effetto che ha un reddito pensionistico. L’effetto marginale è negativo e significativo, notando che, non percependo un reddito pensionistico, la probabilità di partecipazione aumenta in larga misura. Un altro effetto popolazione può determinare l’importanza di questo effetto, poiché, poiché la popolazione invecchia, l’importanza della pensione sulla partecipazione di tali individui è fondamentale, in quanto determina la sua decisione di ritirare il mercato del lavoro. In questo caso, la probabilità di partecipazione sarà associata alla forza del sistema di previdenza sociale in pensioni e la sua capacità di coprire la venture della vecchiaia. Come Guataquí, et al. (2009), data l’alta evasione del sistema di sicurezza sociale formale, i meccanismi di risparmio informale per la vecchiaia, così come l’accumulo di capitale umano dei bambini e l’acquisizione di altri beni, sono chiaramente insufficienti, data la bassa propensione marginale ai risparmi In un’economia in cui il lavoro e l’informalità commerciale sono preponderanti.

D’altra parte, il numero di disoccupati a casa ha un effetto positivo e significativo sulla probabilità di partecipazione delle donne tra 19 e 59 anni.In questo senso, se questa variabile rappresenta la situazione del mercato del lavoro affrontato da individui, il meccanismo di trasmissione è quello dell’effetto lavoratore o del lavoratore aggiuntivo: la percezione di un cattivo / buon mercato del lavoro impulsi / riduce la probabilità di partecipare prima della riduzione / Aumento del reddito da domicilio previsto. Per gli individui sotto i 19 anni, gli uomini tra il 19 e il 24, le donne e gli uomini oltre 59 anni, l’effetto marginale stimato è statisticamente significativo e ha un segno negativo. È possibile associare questo risultato con cui è stato definito come l’effetto del lavoratore scoraggiato o il lavoratore scoraggiato: la percezione di un cattivo lavoro del mercato del lavoro, riduce / aumenta la probabilità di partecipare prima di una riduzione / aumento della probabilità di ottenere un lavoro nel mercato del lavoro. Sebbene richiederebbe un’analisi più profonda che va oltre lo scopo di questo documento, una prima ipotesi che potrebbe dare spiegazione a queste differenze sarebbe nella possibilità che durante il periodo posa la crisi, l’effetto della sostituzione del lavoro è stato significativamente inferiore per i giovanissimi e anziani, secondo le fondamenta che espongono López (1985) 9.

Come è stato notato nella sezione 0, per i gruppi etariani in cui si è distinto per genere, era importante introdurre una variabile Ciò determina l’effetto della sua situazione coniugale, sebbene ci sia l’endogeneità implicita assumendo che questa situazione è esogenosa alla decisione di partecipazione (Heckman, 1978) 10. Il risultato ottenuto è standard, perché la donna sposata, o più giovane, ha una minor possibilità di partecipare, mentre per l’uomo sposato è previsto.

Infine, l’effetto marginale della variabile urbana è Negativo per gli uomini tra 19 e 24 anni (modello 4, tavola 4), per uomini e donne sotto i 19 anni (modelli 5 e 6, tavolo 5) e per uomini e donne oltre i 59 anni (modelli 7 e 8, tavolo 5). Nel caso dei primi due gruppi, questo risultato è correlato al fatto che i giovani possono più facilitare il mercato del lavoro svolgendo compiti agricoli, mentre per il secondo gruppo è possibile per le persone situate nelle aree rurali rimangono più tempo in il mercato. D’altra parte, e come previsto, per le donne sotto i 59 anni, la probabilità di partecipare è maggiore nel caso di coloro la cui posizione geografica è in città o centri popolati. Questo è un risultato che viene ripetuto nel lavoro dei determinanti della partecipazione in Colombia.

5. Profili di partecipazione del lavoro

Sulla base dei risultati dei modelli di partecipazione stimati, viene proposta un’analisi aggiuntiva per determinare il contributo dei determinanti della partecipazione durante il periodo di studio. L’idea è quella di costruire profili di partecipazione per gruppi di individui specifici in base alle probabilità stimate della partecipazione. Il profilo mostra come queste probabilità si sono evolute nel tempo e consente di stabilire motivi per cui questi cambiamenti sono presentati dai confronti associati a fattori come la presenza di minori a casa, livello di istruzione, stato civile, il numero di disoccupati a casa o, nel caso particolare di individui di 60 anni o più, la copertura della pensione.

Nel gruppo di persone tra i 25 ei 59 anni, il profilo è stato costruito per le donne dai 25 ai 35 anni, mentre per il gruppo Di individui sotto i 19 anni, e quelli tra i 19 e i 24 anni, i profili per le donne / uomini di età compresa tra 15 e 18 anni, sono stati stabiliti e donne / uomini da 20 a 23 anni. Infine, per coloro che hanno 60 anni o più, il profilo costruito era per donne / uomini di età compresa tra 60 e 65 anni. Sebbene arbitrario, la scelta di questi profili ha cercato che, in relazione alla corrispondente gruppo di età, i tassi di partecipazione erano elevati, al fine di associare l’analisi con l’aumento osservato dei tassi di partecipazione durante il periodo. Nel caso di donne / uomini dai 15 ai 18 anni, questa osservazione non può essere soddisfatta, ma è interessante analizzare il comportamento di coloro che possono affrontare la decisione di estendere l’offerta di lavoro per la prima volta.

Secondo il gruppo di età corrispondente, il modello dei determinanti della partecipazione espressa nell’equazione (3) è stimata in ciascuno dei periodi T = {2002, …, 2005, 2007, …, 2013 } E, per ciascuno dei singoli che compongono quel gruppo K, quindi le probabilità puntuali condizionate sono determinate:

(4)

Le probabilità stimate sono state stordite in un attributo QAfect XJ il vantaggio marginale, o alcuni attributi ZM determinanti il costo marginale dell’offerta di tempo positivo nel mercato del lavoro. Paracada Una probabilità puntuale calcolata dall’equazione (4), un intervallo di confidenza del 90% è calcolato in base a:

(5)

Ove IIli, T |. È l’errore standard dell’operatore lineare della funzioneψ (∙). Il calcolo degli intervalli attendibili consente di determinare se gli adesivi tra le probabilità di partecipazione stimate proporzionalmente significative. Il profilo condizionale della partecipazione {pps | .lo, k, pps |k, pps | .up, k} sεt, per il gruppo k sestefine da:

(6)

5.1. Le donne da 25 a 35 anni

Elperifril condito della probabilità di partecipazione, stabilite da equazioni (4) e (5), per le donne tra 25 e 35 anni, possono essere osservate in figura 3. Come previsto , dall’analisi dei determinanti, le donne non sposate hanno una probabilità la partenza nel mercato del lavoro significativamente maggiore di quella di se stesse sposate, tuttavia, sembra diluire se la donna ha raggiunto livelli di istruzione superiore.

Figura 3
Partecipazione media Velocità delle donne da 25 a 35 anni
fonte: stime degli autori.
probabilità di partecipazione media delle donne da 25 a 35 anni
figura 3 (Cont.)
Proxibilità della Partecipazione media delle donne di 25 a 35,
Fonte: stime degli autori.
probabilità di partecipazione media delle donne da 25 a 35 anni
figura 3 (cont.)
Probabilità di Partecipazione media delle donne 25 A 35,
Fonte: stime degli autori.

Indipendentemente dal proprio stato coniugale, se condizionato dal livello di istruzione raggiunto, sorgono differenze significative nella probabilità di partecipare a queste donne, essendo più notevole nel caso delle donne sposate, per i quali per completare la formazione universitaria coinvolge Incrementi di quasi 20 punti percentuali in questa probabilità, sebbene dal 2008 vi sia stato un aumento significativo della probabilità di partecipare alle donne sposate con livelli di istruzione fino al terziario incompleto (Panel A). Nel caso delle donne non sposate, vengono presentate importanti differenze quando si confrontano la probabilità di partecipazione quando ha un’educazione superiore completa (Panel B).

condizionato alla presenza di minori, e solo per il caso delle donne sposate , il numero di minori è un significativo determinante delle differenze nella probabilità di partecipazione. Come osservato nel panel c di figura 3, queste differenze sono state ampliate a favore delle donne con meno minori presenti a casa, il che implica che, almeno in parte, la presenza più bassa dei minori ha contribuito ai più alti tassi di partecipazione osservati per il Gruppo di donne di età compresa tra i 25 e i 59 anni dopo il 2007. Infine, e anche se gli effetti marginali sono significativi nei determinanti, le differenze nella probabilità di partecipazione di questo gruppo di donne non sembrano essere spiegate dal numero di disoccupati a casa ( Pannelli EYF).

5.2. Donne / uomini di età compresa tra 15 e 18 anni

Tra i fattori che sembrano spiegare, almeno in parte, l’aumento del tasso di partecipazione osservato per le persone parte di questo profilo è l’aumento, dal 2009, del Probabilità di partecipazione condizionata al momento di studiare (pannelli Ayb di figura 4), così come i condizionati per aver raggiunto un educazione terziario incompleta (pannelli EYF). Questi due effetti sembrano essere completati l’uno dall’altro, perché in questo gruppo di età, tra il 2009 e il 2013, il numero di partecipanti che stanno studiando e con l’istruzione terziaria incompleta è aumentata del 46% passando dall’essere 34 da 409 a 50 268, di accordo Con i nostri calcoli, in base ai dati GEIH.Tuttavia, e nonostante rappresentasse meno in valore assoluto, gli individui in questo gruppo di età partecipano a livelli terziari incompleti; E coloro che non studiano, aumentati del 90% nello stesso periodo, che sottolineano che, nonostante abbia studiato livelli di istruzione superiore, è probabile che il costo marginale di soggiorni al di fuori del mercato del lavoro sia stato così in alto da lasciare gli studi .

Possibilità media della partecipazione di donne e uomini di età compresa tra 15 e 18 anni
figura 4
Partecipazione media Veluità di donne e uomini da 15 a 18 anni
Fonte: stime degli autori.
Probabilità di partecipazione media di donne e uomini di età compresa tra 15 e 18 anni
figura 4 (cont.)
Possibilità di Possibilità di partecipazione media delle donne e uomini di età compresa tra 15 e 18 anni, fonte: stime degli autori.
probabilità di partecipazione media di donne e uomini di età compresa tra 15 e 18 anni
figura 4 (cont.)
Possibilità di Possibilità di partecipazione media delle donne e uomini di età compresa tra 15 e 18 anni, fonte: stime degli autori.

Nel caso di uomini, la probabilità condizionata di partecipazione, avendo raggiunto livelli secondari incompleti, è aumentato anche in modo significativo rispetto al pieno secondario e terziario secondario (Panel F), ma, in questo caso, il complemento tra l’essere Studiando un tale livello di istruzione oggi e la decisione di partecipazione sembra essere più forte, dal momento che il numero di partecipanti a questa situazione è aumentato vicino al 18% tra il 2009 e il 2013, mentre la variazione di coloro che non studiano di aver raggiunto quel livello era solo 8 %.

Sebbene non sia direttamente associato alla crescente dinamica della partecipazione di questo gruppo, il profilo nel pannello D di figura 4 mostra, nel caso di uomini, una riduzione relativa dell’effetto di avere Almeno uno sotto i 6 anni in casa rispetto a casa rispetto a non avere alcuna, che può essere la prova di una riduzione del peso della dipendenza economica dalla decisione di partecipazione. Nel caso delle donne (pannello c), non vi è alcun cambiamento significativo a questo riguardo.

5.3. Donne / uomini da 20 a 23 anni

Come è successo con donne / uomini tra i 15 ei 18 anni, l’aumento della partecipazione di entrambi i sessi tra i 20 ei 23 anni è altamente associata ad aumenti significativi di incompleto Effetti terziari (pannelli EYF di figura 4: probabilità di partecipazione media di donne e uomini di età compresa tra 15 e 18 anni), e studio (pannelli AYB). Ciò conferma la plausibilità dell’ipotesi che sottolinea che, per i giovani, in Colombia, la sostituzione tra studio e partecipazione ha riducendo negli ultimi 11 anni, che è stato collegato a significativi aumenti della quota di mercato del lavoro.

Oltre a questo, il profilo delle probabilità condizionato per questo gruppo di individui mostra che un’altra fonte di aumenti della partecipazione delle donne di 20 a 23 anni è la relativa e significativa riduzione dell’effetto che ha la presenza di bambini sotto i 6 anni anni a casa (Panel C), che contrasta con ciò che viene osservato per gli uomini, in cui, al contrario, questo stesso effetto genera una crescente tendenza nella probabilità di partecipazione (pannello d).

sul Altra parte, il numero di disoccupati in casa sembra essere importante spiegare, in parte, le dinamiche solo nel periodo 2002-2005 e solo per il caso delle donne, per le quali il diverso Cias è stato ridotto a favore di quelli con qualsiasi presenza di disoccupati a casa (Panel G). La riduzione del numero medio di disoccupati e la miglior situazione del mercato del lavoro ha contribuito a ridurre il tasso di partecipazione di questa fascia d’età durante questo sotto-periodo. Nel frattempo, nel periodo 2002-2005, il numero di media disoccupati per famiglia per queste donne è sceso ad un tasso del 9,9% all’anno.

5.4. Donna / Uomo di 60-65 anni

Nel caso di donne con età compresa tra 60 e 65 anni, la differenza tra il raggiungimento di un livello di istruzione deport-terziario contro qualche altro livello educativo può spiegare le differenze nel Probabilità di partecipazione, sebbene il divario sia stato chiuso a favore dell’intera formazione terziaria dopo il 2010 (Panel A). Questo aumento della probabilità di partecipare al terziario completo è anche osservato per gli uomini (Panel B), sottolineando in questo periodo le persone hanno livelli più elevati di istruzione rispetto ai cohortrirs, che sta spiegando in parte l’aumento della partecipazione di individui con 60 anni o più.

Media partecipazione probabilità Demujeres e uomini di età compresa tra 20 e 23 anni
figura 5
Probabilità media di partecipazione Demujeres e uomini da 20 a 23 anni
Fonte: stime degli autori.
Probabilità di partecipazione media Demujeres e uomini da 20 a 23 anni
figura 5 (Cont.)
Probabilità di partecipazione Media Demujeres e uomini Da 20 a 23 anni
fonte: stime degli autori.
Probabilità di partecipazione Media Demujeres e uomini di età compresa tra 20 e 23 anni
figura 5 (cont.)
Proxipodottoria della partecipazione Media Demujeres e uomini Da 20 a 23 anni
fonte: stime degli autori.
Probabilità della partecipazione media Demujeres e uomini da 20 a 23 anni
figura 5 (cont.)
Probabilità di partecipazione Media Demujeres e uomini Da 20 a 23 anni
fonte: stime degli autori.

I pannelli EYF di figura 6 indicano, quando si confrontano l’evoluzione nel periodo di studio del Dipartimento di Odds of Women e degli uomini di età compresa tra 60 e 65 anni, non avrei contato sul reddito per la pensione di età pensionabile determina Circa 30 punti percentuali più propensi a partecipare per gli uomini, Yentre 5 e 10 punti per le donne, sebbene le differenze non siano cambiate amministrativamente durante il periodo di studio.

Probabilità di partecipazione di donne e donne da 60 a 65 anni
figura 6
Possibilità di partecipazione di donne Yhombres da 60 a 65 anni
Fonte: stime degli autori.
Probabilità di partecipazione di donne e donne da 60 a 65 anni
figura 6 (Cont.)
Possibilità di partecipazione di donne Yombres di 60 65 anni
Fonte: stime degli autori.
Probabilità di partecipazione di donne e donne da 60 a 65 anni
figura 6 (Cont.)
Possibilità di partecipazione di donne Yhombres di 60 65 anni
Fonte: stime degli autori.

Probabilità di partecipazione di donne e donne da 60 a 65 anni
figura 6 (cont.)
Possibilità di partecipazione di donne Yhombres di 60 65 anni
Fonte: stime degli autori.

Apecazione di effetti marginali significativi, il numero di minori o dedawn in casa non riescono a spiegare differenze significative nelle possibilità di partecipare oltre 59 anni (pannelli c, dyg, h).

6. CONCLUSIONI

Le prove indicano che, in generale, le donne, nonché gli uomini di età inferiore a 25 anni e più di 59 anni, sono coloro che hanno determinato la dinamica del tasso di partecipazione del lavoro negli ultimi 11 anni. Dall’Unione di due campioni di individui ECH e GEI, l’esercizio di ricerca dei determinanti della partecipazione del lavoro in Colombia è stato effettuato per ciascuno di questi gruppi nel periodo 2002-2013, utilizzando un modello di tipo empirico del modello che rappresenta il problema statico dell’estensione dell’offerta di lavoro. Come complemento a questa prima analisi e allo scopo di stabilire il contributo effettivo di tali determinanti alla dinamica dei tassi di partecipazione nel periodo di studio, i profili di probabilità di partecipazione sono stati creati per sottogruppi di individui in ciascuno dei gruppi Eararios scelti per questo studio . Le probabilità di partecipazione sono state calcolate condizionate ai diversi determinanti in ciascuno degli anni del periodo 2002-2013 e i confronti sono stati eseguiti utilizzando intervalli di confidenza del 90%.

Per il totale nazionale, il livello di istruzione raggiunto dall’individuo, La presenza di dipendenti a casa (essere minori o adulti più anziani), il numero di disoccupati che vivono lì, l’attuale situazione scolastica e il reddito del resto dei membri della casa sono importanti determinanti della probabilità di prendere parte. Raggiungere i livelli educativi superiori a quelli completi secondari è particolarmente rilevante per le donne sposate nella fascia di età da 25 a 35 anni, giovani donne sotto i 25 anni, e le donne oltre i 59 anni.

D’altra parte, l’effetto di La presenza di minori opera nella direzione opposta tra donne sposate e non sposate; Mentre per il primo questo fattore ha un effetto negativo sulla probabilità di partecipazione, per il secondo è positivo. Nel primo caso, la possibilità di condividere le responsabilità rende la presenza di meno di 16 anni ad aumentare il costo marginale dell’offerta del tempo nel mercato del lavoro. Nel secondo caso, la presenza di minori crea una dipendenza economica e, al contrario, riduce a detto costo.

Nel caso di giovani individui sotto i 19 anni, la presenza di bambini fino a 6 anni ha creato dipendenza economica, in particolare per gli uomini; Mentre per coloro che invecchiato tra il 19 e il 24, questa presenza crea dipendenza non economica dalle donne (scoraggiandole a partecipare) ed alla dipendenza economica degli uomini. Per entrambi i gruppi l’attuale situazione scolastica (se non si studia o si studia), determinare in media se l’individuo partecipa o non partecipa. A differenza dei previsti, avendo raggiunto i livelli di istruzione inferiore a quella completa della scuola superiore ha un effetto positivo sulla probabilità di partecipazione di giovani uomini.

Nel gruppo di oltre 59 anni, gli effetti sono stati rilevati a coorte associati all’istruzione e Coprendo il sistema di previdenza sociale in pensioni: una coorte con livelli più elevati di istruzione è più propenso a partecipare; Una coorte con un numero maggiore di individui che superano i 59 anni hanno maggiori probabilità di partecipare se non è coperta dal sistema di previdenza sociale. In quest’ultimo caso, l’alta evasione del sistema di risparmio formale per la vecchiaia, insieme a una bassa propensione marginale per risparmiare su altri meccanismi di risparmio informale rendono più costoso non offrire tempo sul mercato del lavoro e pubblicare un pensionamento.

L’effetto del numero di disoccupati a casa riflette il meccanismo dell’effetto a bordo lavoratore o il lavoratore aggiuntivo per le donne di 19 e 59 anni. Per le donne e i giovani sotto i 19 anni e gli individui di età superiore ai 59 anni, il meccanismo sembra essere l’effetto del lavoratore scoraggiato o scoraggiato il lavoratore, la cui spiegazione può essere basata sull’ipotesi di una riduzione della sostituzione del lavoro intra-familiare nella crisi posami periodo. D’altra parte, l’effetto marginale del logaritmo che ha a che fare con l’ingresso del resto della famiglia riflette che prima delle differenze del 10% in questo, la probabilità di partecipazione è ridotta tra tre e sette punti percentuali.

Il confronto in ciascun profilo ha determinato che l’aumento dopo il 2007 nel tasso di partecipazione delle donne dai 25 ai 59 anni è stato fortemente associato alle più grandi probabilità della partecipazione delle donne con un livello inferiore di istruzione, prima di una presenza inferiore dei minori in casa . Da parte sua, le dinamiche di questo tasso per le donne di età inferiore ai 25 anni sono relative a una riduzione del numero di disoccupati nel periodo 2002-2005 (miglioramento della situazione del mercato del lavoro) e un aumento del livello di istruzione raggiunto dopo il 2008 . Questo ultimo fattore è importante anche per i giovani in questa fascia di età.

Il confronto dei profili per le donne e gli uomini sotto i 25 anni mostra che le crescenti dinamiche di partecipazione possono anche essere associate con una riduzione della sostituzione Tra l’uso del tempo nello studio e nel mercato del lavoro, in particolare quando sono raggiungibili livelli di istruzione terziaria incompleta. Tuttavia, nel caso dei bambini sotto i 19 anni, nonostante il raggiungimento dei livelli di istruzione terziaria, il costo dell’uso del tempo nelle attività non del lavoro è abbastanza elevato da prendere la decisione di partecipare e abbandonare i loro studi.

Infine, e Nonostante il fatto che la possibilità di avere un reddito pensionistico spiega le maggiori differenze nella partecipazione di individui oltre 59, il confronto dei profili condizionati mostra che avendo raggiunto un livello di istruzione uguale o maggiore rispetto a tutto il terziario ha aumentato significativamente la probabilità di partecipazione, Compresi quelli con pensione.

Questi risultati portano diverse sfide politiche pubbliche, se sono previsti i massimi livelli di partecipazione, si riflettono a livelli più elevati di occupazione, crescita e produttività. In primo luogo, il sistema di istruzione superiore dovrebbe cercare meccanismi che riducono il costo marginale dell’uso del tempo nelle attività educative e, almeno, consentono all’individuo di considerare la possibilità di studiare e lavorare allo stesso tempo. Il rischio di abbandono sembra essere trovato nei primi anni, secondo i risultati. Al di là di questi meccanismi, solo alti livelli di produttività possono essere raggiunti se, nonostante studiarsi e lavorare allo stesso tempo prima della riduzione della sostituzione dell’uso del tempo, l’istruzione ricevuta da questi individui garantisce alcuni livelli di qualità che consentono loro di partecipare con successo nel mercato del lavoro.

Secondo, l’elevata informalità del lavoro e aziendale, nonché l’evasione acuta del sistema di sicurezza sociale formale, ritardare il ritiro volontario dei lavoratori con bassi livelli di produttività, associati a non aver raggiunto livelli più alti di educazione.È positivo che ci sono livelli più elevati di partecipazione di individui di età pensionabile con livelli di istruzione superiore, perché è possibile che il loro percorso di produttività sia ancora nella parte in crescita, ma non è se la decisione di pensionamento è posticipata solo perché non c’è è un meccanismo di copertura per la vecchiaia.

Infine, e come è stato concluso in lavori simili e precedenti, i più alti livelli di partecipazione femminile, associati a una dipendenza non economica inferiore e all’istruzione raggiunta, Richiedere politiche che riducono il gap del reddito salariale spiegato da fattori diversi dalla produttività.

Lascia un commento

Il tuo indirizzo email non sarà pubblicato. I campi obbligatori sono contrassegnati *