Desigualdades en el mercado laboral urbano-rural en Colombia, 2010-2019 *

Abstract

La desigualdad en Colombia ha sido ampliamente documentada desde distintas ópticas, pero poco se sabe sobre las desigualdades en el contexto urbano-rural. Este trabajo estudia la desigualdad urbano-rural en el mercado laboral mediante el uso de una descomposición Blinder-Oaxaca para los ingresos laborales y una caracterización de los mercados laborales rurales y urbanos. Encontramos que cerca del 60 % de la brecha en ingresos laborales se explica por factores observados de los trabajadores como el nivel educativo y edad; el restante 40 % se debe a características no observadas, como preferencias de los empleadores, habilidad de los trabajadores, etc. Identificamos tres condiciones del mercado laboral rural que explican y promueven la brecha en ingresos laborales urbano-rural: i) baja participación laboral femenina y altas tasas de desempleo en comparación con sus contrapartes urbanas; ii) informalidad laboral significativamente más alta que en las zonas urbanas; y iii) mayor incidencia del trabajo infantil.

Alternate abstract:

The inequality in Colombia has been widely documented from different perspectives, but little is known about inequalities in the urban-rural context. This paper studies urban-rural inequality in the labor market using a Blinder-Oaxaca decomposition for labor income and characterization of rural and urban labor markets. We find that about 60 % of the urban-rural earnings gap is explained by observed worker factors such as educational level and age; the remaining 40 % is due to unobserved characteristics such as employer preferences, worker's ability, etc. We identify three rural labor market conditions that explain and promote the urban-rural labor income gap: i) low female labor participation and high unemployment rates compared to their urban counterparts; ii) significantly higher labor informality that in urban areas; and iii) high incidence of child labor.

Headnote

Resumen

La desigualdad en Colombia ha sido ampliamente documentada desde distintas ópticas, pero poco se sabe sobre las desigualdades en el contexto urbano-rural. Este trabajo estudia la desigualdad urbano-rural en el mercado laboral mediante el uso de una descomposición Blinder-Oaxaca para los ingresos laborales y una caracterización de los mercados laborales rurales y urbanos. Encontramos que cerca del 60 % de la brecha en ingresos laborales se explica por factores observados de los trabajadores como el nivel educativo y edad; el restante 40 % se debe a características no observadas, como preferencias de los empleadores, habilidad de los trabajadores, etc. Identificamos tres condiciones del mercado laboral rural que explican y promueven la brecha en ingresos laborales urbano-rural: i) baja participación laboral femenina y altas tasas de desempleo en comparación con sus contrapartes urbanas; ii) informalidad laboral significativamente más alta que en las zonas urbanas; y iii) mayor incidencia del trabajo infantil.

PALABRAS CLAVE:

desigualdad, mercado laboral rural, informalidad, ingresos laborales, trabajo infantil

Abstract

The inequality in Colombia has been widely documented from different perspectives, but little is known about inequalities in the urban-rural context. This paper studies urban-rural inequality in the labor market using a Blinder-Oaxaca decomposition for labor income and characterization of rural and urban labor markets. We find that about 60 % of the urban-rural earnings gap is explained by observed worker factors such as educational level and age; the remaining 40 % is due to unobserved characteristics such as employer preferences, worker's ability, etc. We identify three rural labor market conditions that explain and promote the urban-rural labor income gap: i) low female labor participation and high unemployment rates compared to their urban counterparts; ii) significantly higher labor informality that in urban areas; and iii) high incidence of child labor.

KEYWORDS:

Inequality, Rural Labor Markets, Informality, Labor Income, Child Labor

(ProQuest: ... denotes formulae omitted.)

Introducción

La persistencia de la desigualdad en Colombia tanto en ingresos como en oportunidades ha sido ampliamente documentada. Aunque la desigualdad de ingresos presentó una reducción importante entre 2010 y 2019, como lo indican las estadísticas basadas en el coeficiente de Gini, el progreso en esta dimensión parece haberse revertido por completo a raíz de la crisis económica y social propiciada por la pandemia de la coviD-19, lo cual hace aún más urgente entender qué impulsó la reducción de la desigualdad de ingresos durante la década anterior para poder volver a avanzar en esa dimensión.

Para Colombia, existe un abanico importante de estudios que analizan la desigualdad en ingresos en zonas urbanas, entre hombres y mujeres, entre habitantes de distintas regiones del país y entre personas de distintas etnias (Galvis-Aponte et al., 2021; Bonilla-Mejía, 2011; Cepeda-Emiliani; Cardona-Sosa; Barón, 2014). Sin embargo, para entender la desigualdad en Colombia es importante también estudiar las desigualdades desde la perspectiva urbano-rural1, ya que estas han estado en el corazón del conflicto social que ha vivido el país históricamente; y conocer sus determinantes es fundamental para plantear mejores políticas públicas que busquen nivelar la cancha entre las ciudades y los municipios rurales. Es importante notar que parte del vacío existente en términos de la literatura en este campo se debe a la dificultad que existe en el acceso a la información para estas zonas del país2.

El presente documento estudia cuáles son los determinantes de la brecha salarial entre los trabajadores urbanos y rurales para Colombia mediante un ejercicio de descomposición de tipo Blinder-Oaxaca con corrección de Heckman por sesgo de selección, en donde encontramos que cerca del 60 % de la brecha se puede explicar por factores observados como escolaridad, edad (que aproxima la experiencia laboral), sexo y estatus de formalidad laboral; pero una parte importante de la brecha depende de factores no observados, entre los cuales se pueden encontrar preferencias de los empleadores por cierto tipo de empleados (sexo o etnia, entre otros), calidad de la educación o la habilidad no observada del trabajador.

Para entender por qué el mercado laboral rural, en contraposición a lo que sucede en las zonas urbanas, puede estar presentando los resultados encontrados en la descomposición, documentamos tres problemas que afectan específicamente a los mercados laborales rurales y que pueden contribuir a la persistencia de las desigualdades urbano-rurales en materia de ingresos: i) las altas tasas de informalidad laboral rural; ii) la baja participación laboral y alta tasa de desempleo femenina con respecto a los resultados de los hombres del mismo dominio geográfico y de las mujeres ubicadas en las cabeceras; y iii) la incidencia del trabajo infantil rural, que lleva al abandono del sistema educativo tradicional.

De acuerdo con la Gran Encuesta Integrada de Hogares (GEIH), para 2019 el 22 % de la población de Colombia se ubicaba en los centros poblados rurales dispersos (CPRD). De dicha población, estimada en 11 000 000 de habitantes (53 % hombres y 47 % mujeres), 4 700 000 estaban ocupados y 331 000 se encontraban desocupados según las definiciones estadísticas del Departamento Administrativo Nacional de Estadística (DANE).

La población en las zonas rurales de Colombia se caracteriza por tener menores niveles de educación que las zonas urbanas y trabajar principalmente en el sector agrícola, el cual le da empleo a cerca del 60 % de los trabajadores rurales. Este sector se caracteriza por tener una mano de obra más volátil que la urbana, que depende del ciclo de las cosechas o de las actividades pecuarias que se desarrollen en el entorno, y de actividades comerciales a pequeña escala. Como se muestra en las siguientes secciones, el 66 % de las personas ocupadas tienen trabajos por cuenta propia o como jornaleros. La mayoría de estas ocupaciones son informales, sin ningún tipo de protección social (DANE, 2019a).

Esto quiere decir que los trabajadores en las zonas rurales de Colombia tienen acceso a empleos que pueden ser considerados de menor calidad en cuanto a la estabilidad que ofrecen, su baja remuneración y nivel de formalización medido a través del aporte a pensiones. Estas características del empleo rural tienen consecuencias directas en la calidad de vida, la vulnerabilidad y la protección en la vejez de las personas que viven en la ruralidad. Además, están directamente asociadas con la pobreza de dichos hogares, dado que los trabajadores no tienen suficientes ingresos laborales para superar la línea de pobreza rural y ponen al hogar en riesgo de caer en pobreza multidimensional al tener, por ejemplo, la obligación de sacar a sus hijos de la escuela para que trabajen y generen ingresos, o de habitar viviendas con condiciones insuficientes.

Adicionalmente, las mujeres en zonas rurales de Colombia siguen presentando tasas de desempleo más altas que los hombres y mujeres en zonas urbanas, así como una participación en el mercado laboral más baja que su contraparte urbana. Esto tiene implicaciones importantes en materia de equidad de género. Es por esto que el componente de género debe ser transversal al estudio de la desigualdad en todos los ámbitos y, en particular, en el mercado laboral, dado que, por una parte, observamos unas estadísticas laborales que no contabilizan como ocupación las horas dedicadas por las mujeres en zonas rurales a trabajar en actividades domésticas no remuneradas a precios de mercado, tales como el cultivo de frutas y verduras para el autoconsumo o la preparación de alimentos; y por otra parte, también hay evidencia de que esta menor participación en el mercado laboral remunerado en la ruralidad vuelve económicamente dependientes a las mujeres y aumenta su probabilidad de sufrir violencia doméstica (Iregui-Bohórquez; Ramírez-Giraldo; Tribín-Uribe, 2019).

El problema del trabajo infantil, aunque ha disminuido en el país, aún sigue siendo más recurrente en las áreas rurales de Colombia. La tasa de trabajo infantil, según lo reporta el DANE, disminuyó casi 5 puntos porcentuales (pp) de 2012 a 2019. Este indicador fue tres veces mayor para los CPRD (10,4 %) en comparación con las cabeceras (3,5 %) para el último trimestre de 2019 (DANE, 2020a)3. Esto muestra que la práctica ilegal del empleo de menores sigue sucediendo con mayor frecuencia en las zonas rurales, lo cual plantea una trampa de pobreza que tiene consecuencias irreversibles y de muy largo plazo en los hogares rurales. Los niños y adolescentes en la ruralidad tienen más incentivos para desertar del sistema educativo por dos vías: al contar con la posibilidad de trabajar y generar ingresos que se necesitan en sus hogares, y al estar expuestos a un entorno que convierte el estudio en desafío por las distancias que deben recorrer, debido a la menor cobertura en la ruralidad y a la falta de recursos de las escuelas rurales para promover la permanencia de sus estudiantes en el sistema educativo^5. Esta mayor deserción escolar termina por afectar sus oportunidades futuras de acceder a trabajos de mejor calidad y mejor remunerados por su baja escolaridad, y los deja en mayor riesgo de caer en la pobreza como adultos o nunca salir de ella, tener sus propios hijos en mayores condiciones de vulnerabilidad económica y de oportunidades, y por consiguiente, seguir ali- mentando el círculo vicioso de la pobreza. A través de este canal se crean trampas de pobreza persistentes en el tiempo y, en consecuencia, aumenta la desigualdad urbano-rural al privar a la niñez rural de las oportunidades mínimas necesarias para estar en una senda de mejores ingresos en la adultez.

Los tres factores vistos, en conjunto, explican las particularidades del mercado laboral rural con respecto al mercado laboral urbano y se alimentan entre sí, promoviendo la persistencia de las brechas urbano-rurales en materia de ingresos laborales, lo cual genera más desigualdad.

Este documento se divide en 7 secciones, incluida esta introducción. La segunda sección presenta una revisión de la literatura relevante para entender el contexto de la desigualdad urbano-rural y las brechas en el mercado laboral en América Latina y Colombia. En la tercera se presenta una descripción de los indicadores de desigualdad y pobreza en las zonas urbanas y rurales del país. La cuarta presenta una descomposición de la brecha de ingresos urbano-rurales usando la metodología de Blinder-Oaxaca con corrección de Heckman. La quinta incluye un análisis detallado comparando el mercado laboral rural y urbano. La sexta, a su turno, discute las principales políticas públicas con un enfoque rural en materia de generación de ingresos y potenciales efectos en el mercado laboral; y la séptima contiene las conclusiones.

Revisión de literatura

Para Colombia, Galvis-Aponte et al. (2021) realizan un ejercicio de microdescomposición para estudiar los determinantes de la desigualdad monetaria; encuentran que la gran reducción en desigualdad de ingresos que experimentó Colombia en la última década -periodo en el cual el coeficiente de Gini del país pasó de 0,56 a 0,525- está asociada principalmente a componentes laborales. Esto se debe a que el crecimiento de los retornos a la educación para los trabajadores de bajo nivel educativo fue mayor que para los trabajadores con educación superior, lo cual hizo que la brecha en ingreso laboral se cerrara de forma paulatina. Lustig, López-Calva, Ortiz-Juárez, y Monga (2015), por su parte, encuentran un resultado similar para América Latina entre 2000 y 2015, cuando todos los países de la región experimentaron una caída en la desigualdad que puede ser explicada en un 60 % por la distribución de los ingresos laborales: los salarios de los trabajadores con bajo nivel educativo crecieron mucho más rápido que aquellos de los trabajadores con educación terciaria. Incluso, Campos-Vázquez, López-Calva y Lustig (2016) documentan que para países como México hubo una estagnación en los salarios de la población con mayor escolaridad.

Posso (2010) realizó para Colombia un ejercicio de descomposición siguiendo a Melly (2005), el cual es una extensión de la descomposición de Oaxaca-Blinder que toma en cuenta la distribución del término de error del modelo. Los años estudiados fueron 1984, 1995 y 2005. Los resultados arrojaron que para el periodo 1995-2005, los ingresos de las personas con educación superior y posgrado crecieron después del percentil 70, lo cual corresponde a las personas más ricas de la distribución de ingresos. De manera general, el autor reporta que la composición educativa de los trabajadores ha provocado un aumento de la desigualdad, es decir, existe una brecha entre los más educados y los menos educados, y esto se observa en los retornos de la educación.

Aunque parecen oponerse a los anteriormente descritos, en realidad estos resultados son parte de la misma historia: en la década de 1990 los salarios de los trabajadores con educación terciaria aumentaron de manera significativa, debido a que eran relativamente escasos estos empleados y sus habilidades eran altamente valoradas en el mercado. Entre 2005 y 2014 observamos una expansión significativa del acceso a la educación superior, lo cual se refleja en un aumento de casi 20 puntos porcentuales en la tasa de cobertura bruta en este nivel educativo6: pasó de 28,4 % a 47 %. A su turno, esto dio lugar a un gran incremento en el número de graduados, que en algunas ocupaciones supera las vacantes disponibles; ello hace que los salarios en este grupo poblacional no sigan creciendo o incluso caigan, dado el incremento en la oferta de profesionales.

Vélez, Leibovich, Kugler, Bouillón y Núñez (2005) realizan un ejercicio de microdescomposición para medir la contribución de ciertos factores en la desigualdad de ingresos en Colombia para los periodos 1978-1988 y 1988-1995; es este uno de los pocos trabajos que abordan el problema desde el enfoque urbano-rural. Sus resultados muestran que, para el área urbana, los factores más importantes que explican la reducción de la desigualdad son los retornos de la educación y la varianza de los residuales (factores no observados) para el periodo 1978-1988, y alcanzan a explicar una reducción de 2,3 y 2,4 puntos en el coeficiente de Gini, respectivamente. Mientras que para el periodo 1988-1995, los retornos de la educación presentaron un impacto neutral. Para el área rural solo se tuvo en cuenta el periodo 1988-1995 debido a calidad de la información; los resultados arrojaron que los retornos de la educación y la experiencia explicaron una disminución en el coeficiente de Gini de 1,2 y 1,3 puntos, respectivamente.

De Lima, Costa, Mariano, Justo y Caravalho (2019) y Russo, Parré y Alves (2016) estudian las brechas salariales para Brasil entre trabajadores urbanos y rurales usando dos metodologías de descomposición distintas (regresión cuantílica no condicionada y descomposición de Oaxaca-Blinder con corrección de Heckman, respectivamente), pero encuentran resultados similares: las diferencias en educación explican cerca de la mitad de la brecha y la otra mitad se debe a factores no observados. Sin embargo, De Lima et al. (2019) también encuentran que los trabajadores rurales que migran a zonas urbanas logran tener mejores remuneraciones que los trabajadores que permanecen en la ruralidad, lo cual indica que las estructuras de retornos funcionan de maneras distintas en ambos mercados laborales.

Analizando un horizonte de tiempo más largo para Brasil, Ferreira, Sergio y Messina (2022) encuentran que la gran caída en desigualdad ocurrida entre 1995 y 2012, cuando el Gini pasó de 0,5 a 0,41, se debió principalmente a la caída en los retornos asociados a la experiencia laboral. Es decir, cada año adicional de experiencia laboral generó menos valor para el trabajador, y esto por sí solo explicó el 53 % de la caída del Gini. La reducción de las disparidades salariales por género, etnia y urbano-rural explican el restante 47 %. Adicionalmente, los autores llaman la atención sobre el incremento mecánico en desigualdad que se da cuando hay retornos a la educación que son convexos. Sin embargo, la evidencia reciente tanto para México como para Colombia parece encontrar una relación en forma de U invertida entre población altamente educada y desigualdad: a partir de que cierta proporción de la fuerza laboral esté altamente educada, la escolaridad empieza a ser un factor ecualizador y no causante de desigualdades; antes de llegar a ese nivel, los retornos crecientes de la educación van a causar desigualdad.

Para el caso mexicano, Michaelsen y Haisken-DeNew (2015) estudian las diferencias salariales entre las áreas urbanas y rurales usando una descomposición de Oaxaca-Blinder. Los autores encuentran que los salarios son significativamente más altos en la parte urbana tanto en el sector formal como en el informal, pero en el sector formal esta brecha en salarios es explicada por factores observados como el nivel educativo de los trabajadores, la experiencia y las habilidades cognitivas, mientras que en el informal la brecha salarial urbano-rural se debe, sobre todo, a factores no observados, asociados a los retornos de experiencia laboral. Adicionalmente, los autores encuentran que esta mejor remuneración de la experiencia laboral en el mercado laboral informal urbano fomenta la migración desde la ruralidad de trabajadores con baja escolaridad, pero bastantes años acumulados de experiencia.

Pobreza y desigualdad en el contexto de Colombia

Históricamente, la pobreza, medida bajo los enfoques de línea de pobreza y multidimensional, no solo ha sido muy alta, sino que es notablemente más alta en las zonas rurales del país que en las cabeceras (cuadro 1, figura 1). Esto se observa en la gran diferencia de más de 15 pp en incidencia de pobreza monetaria que se observa entre las zonas urbanas y rurales. No obstante, la pobreza rural ha disminuido a mayor velocidad que en las zonas urbanas.

Aunque ha habido un progreso importante en esta materia debido a las distintas intervenciones de política pública que buscaron aumentar los ingresos de los hogares más pobres a través de transferencias condicionadas, para Rodríguez-Pose y Wilkie (2017) la pobreza es sentida de manera directa por las poblaciones, en su hábitat y en su territorio, por lo tanto, parte de las respuestas tienen que provenir de entender esa realidad local y de construir políticas diferenciales y específicas según el territorio que se analice.

En el contexto de la ruralidad colombiana, esto implica entender cómo hacer para que los hogares en zonas rurales puedan tener ingresos más altos y menos volátiles en el tiempo, y garantizarles acceso a condiciones de vida digna -vivienda adecuada, servicios públicos y educación-.

La desigualdad en ingresos al interior de las zonas rurales del país, medida a través del coeficiente de Gini, es menor que la desigualdad en las cabeceras, pero esto parte de que la distribución de ingresos en las zonas rurales está más concentrada en valores bajos y tiene menor dispersión que en las cabeceras, en donde se encuentran los más altos salarios del país. Es por esto que la desigualdad calculada para el total nacional es mayor que la desigualdad observada en cada dominio geográfico. Sin embargo, la desigualdad en las zonas urbanas ha mostrado una tendencia decreciente en el tiempo que no es tan marcada en las zonas rurales (figura 2).

Debido a lo anterior es importante entender por qué la desigualdad en las zonas rurales no ha disminuido como en las cabeceras del país, y qué factores determinan la desigualdad entre zonas urbanas y rurales. Frente a esto, en las siguientes secciones se presentará un análisis detallado comparativo entre el mercado laboral rural y urbano.

La brecha salarial urbano-rural

Las figuras 3 y 4 muestran los ingresos promedio para los principales tipos de ocupación de los CPRD y las cabeceras7. A simple vista se observa que los ingresos promedio en las cabeceras son más altos que los de los CPRD para todas las ocupaciones. En particular, para el caso de los trabajadores en zonas rurales los ingresos son bajos con relación al salario mínimo mensual. Si bien el ingreso laboral promedio de los empleados tanto públicos como privados en este dominio geográfico está por encima del salario mínimo, este grupo de trabajadores solo representa el 20 % de los ocupados. Los jornaleros, que ostentan un tipo de ocupación virtualmente inexistente en las zonas urbanas, tienen un ingreso igual o inferior al salario mínimo durante el periodo estudiado, y los empleados domésticos tienen un ingreso mensual promedio equivalente al 67,5 % del salario mínimo mensual. Por su parte, los trabajadores por cuenta propia, quienes representan a más de la mitad de los ocupados de los CPRD, tienen un ingreso mensual que es en promedio el 46,1 % del salario mínimo para el periodo estudiado; mientras que en las zonas urbanas, aunque también tienen un ingreso promedio más bajo que el resto de las ocupaciones, este llega a ser igual al salario mínimo mensual.

En un ejercicio de descomposición realizado por el Departamento Nacional de Planeación (DNP, 2018) se encontró que, en el primer quintil de la distribución de ingreso de la población en el dominio CPRD, el ingreso laboral representaba el 8,5 %, mientras que las ganancias de los trabajadores por cuenta propia representaban el 57,2 %. Es decir, los hogares más pobres se caracterizan por depender en gran medida de sus ingresos por cuenta propia, más que del trabajo asalariado.

La distinta composición en niveles educativos entre la población en edad de trabajar para las cabeceras y los CPRD podría explicar parte de la brecha en ingresos (cuadro 2)8. En particular, observamos que para el año 2019 la población con educación primaria o ninguna en las zonas rurales más que duplicaba a la población con este nivel educativo en las cabeceras (73,9 % para zonas rurales y 44,6 % para cabeceras). También hay grandes diferencias en cuanto al porcentaje de población con educación superior (técnica, tecnológica y universitaria) ya que, para 2019, en las cabeceras el 18 % de la población en edad de trabajar tenía algún título de educación terciaria, pero en las zonas rurales solo 3,6 % lo tenía. Del lado positivo, cuando miramos el cambio en el tiempo en la composición educativa de la población ocupada en ambos dominios geográficos, vemos que en la ruralidad ha aumentado la escolaridad de manera más acelerada que en las zonas urbanas. Por ejemplo, la población con título de bachiller casi se duplicó entre 2010 y 2019, al igual que la población con educación técnica y tecnológica. Esto muestra que, si bien hay grandes brechas en niveles educativos entre las zonas urbanas y rurales, estas se han ido cerrando en el tiempo.

Sin embargo, existen brechas urbano-rurales en ingresos laborales, aun cuando se tiene en cuenta las diferencias en nivel educativo de la población y otras características observadas. Por ejemplo, para las personas con título de bachiller (figura 5) vemos que existe una brecha de aproximadamente $ 400 000; aunque esta se cierra de forma gradual con el paso del tiempo, aún no converge. Estas diferencias en ingresos se replican para todos los niveles educativos. Esto puede reflejar diferencias en calidad de la educación, pero también puede ser producto de factores estructurales del mercado laboral rural, tales como las preferencias por cierto tipo de trabajadores que llevan a no remunerar de la misma manera a trabajadores de iguales características.

Con el fin de entender qué factores explican la brecha en ingresos laborales entre trabajadores de las zonas rurales y urbanas, se realizó una descomposición de Blin- der-Oaxaca con corrección de Heckman usando los microdatos de la GEIH para el mes de diciembre del 2019 (ver estadísticas descriptivas de los datos en el anexo). Para aplicar esta metodología se debe modelar, en una primera etapa, la decisión de participación en el mercado laboral para corregir por el sesgo de selección las ecuaciones de salarios observados en las zonas rurales y urbanas. Esto es necesario dado que no podemos observar los salarios de quienes deciden no trabajar, sino que solo revisamos los salarios de aquellos casos en que hubiera ocurrido un emparejamiento entre empleador y empleado para el caso del segmento laboral asalariado, o en los que el trabajador por cuenta propia hubiera participar del mercado laboral dado que los ingresos que generaría en su actividad serían mayores que su salario de reserva.

Para esta primera etapa estimamos el siguiente modelo probit por separado tanto para los individuos en zonas rurales como para los ubicados en zonas urbanas, a fin de calcular la probabilidad de trabajar de cada persona con base en sus características observadas:

... (1)

El vector Z contiene variables demográficas y características individuales tales como edad; edad al cuadrado; un identificador binario de sexo; si la persona es jefe de hogar o no; si se trata de un trabajador infantil menor de 16 años o no; dummies de máximo nivel educativo alcanzado; y el número de niños menores de 5 años que viven en el hogar como variable de exclusión, que no forma parte de las ecuaciones de salarios. Esta última variable tiene como fin capturar los costos asociados al cui- dado de niños en casa, que recae con frecuencia en las mujeres por razones sociales y culturales, e impide la participación en el mercado laboral de este grupo. El índice j indica si es rural o urbano.

Las ecuaciones de salarios que se quisieran estimar son las siguientes, para j=urbano, rural:

... (2)

Donde Ln(w^u) y Ln(w^r) son el logaritmo natural de los salarios para las áreas urbana y rural (CPRD), respectivamente. β^u y β^r son los coeficientes obtenidos de cada estimación. X^u y X^r son vectores que contienen las mismas variables que Z, excepto las de exclusión, edad, edad al cuadrado, sexo (toma el valor de 1 para hombres y 0 para mujeres), jefe hogar (toma el valor de 1 si es el jefe/cabeza del hogar y 0 en cualquier otro caso), infantil (toma el valor de 1 si la persona es menor de 16 años y 0 en cualquier otro caso) y dummies de nivel educativo completado: bachiller (toma el valor de 1 si tienen título bachiller y 0 en cualquier otro caso), técnico (es igual a 1 si es técnico o tecnólogo, y 0 en cualquier otro caso), universidad (es igual a 1 si tiene título universitario (pregrado o posgrado, y 0 en cualquier otro caso). La categoría excluida de educación es primaria o ninguna educación, y una variable que captura el estatus de formalidad laboral de trabajador (toma el valor de 1 si cotiza a pensión y 0 si no). Por último, U^u y U^r son términos de error que se asumen normales para área urbana y CPRD, respectivamente.

Al tomar el valor esperado de (2) se hace necesario incluir la corrección de Heckman, que viene de (1), para poder estimar los coeficientes ßj, que representan los retornos asociados a cada característica incluida en X, de manera insesgada:

... (3)

Para estimar (3) se incluye p^j, que representa la correlación entre los factores no observados que determinan la probabilidad de trabajar y los factores no observados U de las ofertas salariales para cada área urbana y rural; y también se incluye σ^j_U, que es la desviación estándar de U, y λ representa el inverso de la razón de Mills evaluado en Zy. Además, como esta estimación se hace en dos etapas, los errores estándar están corregidos para no tener problemas de consistencia.

Los resultados de las ecuaciones de salario corregidas se presentan en el cuadro 3. Encontramos que la edad, la cual aproxima la experiencia, es relevante en el mercado laboral urbano, mas no en el rural. Los hombres siguen presentando salarios significativamente más altos que las mujeres aún después de corregir por el sesgo de selección, sobre todo en las áreas rurales. También existe una prima importante asociada a la formalidad laboral, como lo indica la literatura relevante. La educación tiene retornos crecientes en el nivel académico en comparación con la categoría omitida, que es tener máximo educación primaria. Tener 16 años o menos no es significativo en los salarios, pero sí es relevante para disminuir la probabilidad de trabajar. Como resultado relevante encontramos que tener hijos menores de 5 años reduce la probabilidad de trabajar en la ruralidad, pero aumenta esta probabilidad en las áreas urbanas9.

A partir de las estimaciones de salarios presentadas, aplicamos la metodología de Blinder (1973) y Oaxaca (1973) para hacer la descomposición de la brecha salarial:

... (4)

Reorganizando los términos tenemos que:

... (5)

Donde las dotaciones corresponden a la parte explicada de la brecha salarial; los retornos son la parte de la brecha salarial que no logra explicar el modelo y que depende de las características no observables10; y la interacción es la parte de la brecha salarial que no se logra explicar, pero se asocia a las características propias de cada mercado laboral tanto para el área urbana como para CPRD.

La descomposición de Oaxaca-Blinder (cuadro 4) muestra que un poco más de la mitad de la brecha, 57 %, se puede explicar por factores observados como la escolaridad, edad (que aproxima la experiencia laboral), sexo y estatus de formalidad laboral, pero una parte importante de la brecha depende de factores no observados, entre los cuales se pueden encontrar preferencias de los empleadores por cierto tipo de empleados (sexo o etnia, entre otros), calidad de la educación o la habilidad no observada del trabajador. Estos resultados sugieren que es importante seguir trabajando en aumentos en la cobertura de la escolaridad de todos los niveles en las zonas rurales, ya que esto es uno de los factores más importantes para explicar la parte observada de la brecha. Pero, al mismo tiempo, también es importante entender cómo se comporta el mercado laboral rural a diferencia del mercado laboral urbano, en aras de entender cuáles son esos otros factores no observados que están explicando las brechas salariales urbano-rurales.

Principales diferencias en los mercados laborales rural y urbano

Las estadísticas agregadas sobre tasa de desempleo en el mercado laboral rural en Colombia parecieran mostrar que este funciona relativamente bien. Sin embargo, cuando se analizan las características del empleo disponible en comparación con las oportunidades ofrecidas en el mercado laboral urbano, se encuentran grandes retos en distintas dimensiones.

Participación laboral y tasas de ocupación

La tasa global de participación (TGP) está definida como la suma de los trabajadores ocupados más los desempleados, dividida por la población en edad de trabajar -que en las zonas rurales es la población de 10 años de edad o más-. La TGP hace posible aproximar el tamaño de la oferta de trabajo en un momento determinado, ya que refleja información sobre la cantidad de personas dispuestas a trabajar o que se encuentran trabajando en la semana en que se realiza la encuesta (Organización Internacional del Trabajo - OIT, 2013)11. En el mercado laboral colombiano existen diferencias sistemáticas en participación laboral de aproximadamente 6 pp entre las zonas urbanas y rurales, que se deben a la baja participación laboral en términos estadísticos de las mujeres en zonas rurales. En particular, la brecha en participación entre mujeres y hombres rurales y entre mujeres rurales y urbanas es de 36 pp y 17 pp, respectivamente (figura 6).

Respecto al primer punto, la TGP promedio de los hombres tanto en zonas urbanas como rurales se mantiene alrededor del 75 % para el periodo analizado, similar a la participación de los hombres en otros países de la región como Brasil, Chile y Argentina (OIT, 2019). Sin embargo, contrario a lo que ocurre en otros países de América Latina y en el mundo, en Colombia la TGP masculina no muestra una clara tendencia a la baja.

Este fenómeno del decaimiento de la participación masculina se ha presentado en países en desarrollo desde 1950, debido al incremento sin precedentes en la participación femenina, lo cual desplazó la mano de obra masculina; y además se ha potencializado por el fenómeno de polarización del empleo -en inglés, job polarization- ocurrido en la última década, el cual ha implicado que los hombres en trabajos en un rango medio en la escala de habilidades están siendo desplazados por la automatización del empleo a altas velocidades (Tüzemen, 2018; Himes, 2018). Este hecho deja abierta la pregunta sobre qué características particulares del mercado laboral colombiano han hecho que si bien la TGP femenina, en promedio, haya aumentado 5 pp entre los decenios 2000-2009 y 2010-2019, la TGP masculina no haya caído en el mismo periodo.

Para las zonas rurales, la brecha hombre-mujer en participación laboral se cerrado de forma paulatina entre 2010 y 2019, pero sigue siendo muy alta; mientras que esta brecha en las zonas urbanas, a pesar de no haber caído en el tiempo, es mucho menor (17 pp en promedio). La diferencia en participación entre mujeres en zonas urbanas y rurales también es importante: es tan grande como la brecha en participación entre hombres y mujeres en el dominio urbano. Esto ocurre en gran medida porque las mujeres en las áreas rurales se dedican mayoritariamente a la economía del cuidado y producción en el hogar, la cual no es contabilizada dentro de las estadísticas de mercado laboral porque no hace un aporte directo a la producción agregada del país (Goldin, 1994).

Este hecho sobre la baja participación laboral femenina en los CPRD debe motivar la discusión sobre cómo se debería medir en la práctica la participación laboral femenina en el sector rural, ya que las horas dedicadas por estas mujeres a actividades no remuneradas, como la producción en el hogar, no son contabilizadas como trabajo. Por lo tanto, a estas mujeres se las considera por fuera de la fuerza laboral porque no participan de una actividad de mercado que genere una remuneración, pero en realidad sí son actividades laborales y son indispensables para las economías rurales (Fernández; Ibáñez; Peña, 2014).

Otra estadística relevante es la tasa de ocupación, definida como el cociente del número de personas ocupadas en la semana de referencia sobre la población en edad de trabajar (personas de 10 o más años en las zonas rurales). Esta tasa permite aproximar la capacidad de absorción que tiene la economía de los trabajadores potencialmente disponibles para trabajar. Sin embargo, este indicador solo nos da información suficiente sobre el estado del mercado laboral, ya que se puede tener una tasa de ocupación alta o baja por razones positivas o negativas, y corresponde leerlo en conjunto con otros indicadores disponibles (OIT, 2013).

Es importante aclarar que para considerar a una persona como ocupada, esta debe cumplir con una de las tres definiciones que propone el DANE (2019a): i) trabajó por lo menos una hora remunerada en dinero o en especie en la semana de referencia; ii) no trabajó la semana de referencia, pero tenía un trabajo; y iii) ser un trabajador familiar sin remuneración que haya laborado en la semana de referencia por lo menos una hora.

Para Colombia, la tasa de ocupación del sector rural entre 2010 y 2019 fue de 55,5 % en promedio, mientras que en el sector urbano esta fue de 58,4 % durante el mismo periodo. No se observan diferencias importantes entre las zonas rurales y urbanas en cuanto a la ocupación; sin embargo, cuando miramos la composición de la población ocupada por sexo se observan diferencias sistemáticas entre hombres y mujeres, y entre zonas urbanas y rurales en el caso de las mujeres.

La brecha en tasa de ocupación entre hombres y mujeres en zonas rurales es de 38 pp, y la brecha entre mujeres urbanas y rurales es de aproximadamente 15 pp (figura 7). Estas diferencias son significativas ya que la baja tasa de ocupación femenina en zonas rurales refleja que, de cada 10 mujeres que quieren trabajar, solo 3 consiguen hacerlo; mientras que, en las cabeceras, de cada 10 mujeres que desean trabajar, 5 lo consiguen.

A nivel mundial existen diferencias promedio en tasas de ocupación entre hombres y mujeres de 25 pp, ya que la tasa de ocupación de las mujeres es cercana al 45 % para el promedio del mundo, y la de los hombres asciende al 71,4 %. Para países con ingresos en el rango medio-alto como Colombia12, la tasa de ocupación de las mujeres es de 51,3 %; en América Latina, este número cae a 46,8 % según las estadísticas reportadas por la OIT (2018). La tasa de ocupación para las mujeres en zonas urbanas de Colombia es muy parecida al promedio latinoamericano. Sin embargo, este no es el caso para la tasa de ocupación para las mujeres en zonas rurales, en donde la tasa de ocupación promedio se encuentra 10 pp por debajo del referente latinoamericano. Por lo tanto, queda abierta la pregunta para entender cuáles son los factores estructurales del mercado laboral que no permiten la inserción efectiva de las mujeres en el sector rural.

Como lo muestra el cuadro 5, el 81,5 % de los trabajadores que forman parte del sector agropecuario provienen de las áreas rurales. Debido a que este sector es intensivo en mano de obra sigue siendo el principal sector económico generador de empleo en las áreas rurales del país, ya que el 60,3 % de los ocupados de los CPRD trabajan en actividades agropecuarias. El sector que le sigue en generación de empleo en las áreas rurales es el de comercio y reparación de vehículos, pero solo representa el 8,9 % del empleo total en los CPRD. De otra parte, aunque casi la mitad del empleo en el sector minero también proviene de los CPRD, al ser esta una actividad intensiva en capital y no en mano de obra este sector solo representa el 1,8 % del empleo total en los CPRD.

El cuadro 6 presenta la distribución de la población ocupada en el dominio CPRD por tipo de ocupación. El empleo por cuenta propia es la ocupación más común, en el cual se desempeña el 51,12 % del total de ocupados. Esta cifra es alta en comparación con la proporción de estos trabajadores en las cabeceras, en donde llega al 40,04 %. En el sector rural, el grueso de los trabajadores por cuenta propia trabaja en agricultura familiar, caracterizada por ser de pequeña escala y con énfasis en el autoabastecimiento (DNP, 2015a). Les siguen en orden de importancia los empleados particulares o privados (19,97 %), que en su mayoría laboran fUera del sector agrícola (comercio, hoteles y restaurantes, transporte y otros servicios, explotación de minas). Esta es la ocupación más predominante en las cabeceras: representa el 45,25 % del empleo. El tercer tipo de ocupación más común es la de jornalero o peón, en la que trabaja el 13,35 % de la población ocupada; es virtualmente inexistente en las cabeceras (0,84 %). Le siguen los trabajadores sin remuneración, que representan el 7,42 % de los ocupados, mientras que esta ocupación en las cabeceras apenas llega a representar el 2,18 %. En último lugar están los empleados domésticos, que ambos casos representan menos del 3,4 % del empleo.

En cuanto a la composición por sexo de la posición ocupacional, es similar la fracción de hombres y mujeres que trabajan como empleados en los sectores privado o público, o por cuenta propia. Las principales diferencias se encuentran en el trabajo no remunerado, en el que la proporción de mujeres es el doble en las zonas urbanas y más del triple en las rurales; y para el caso de los jornaleros, que es una ocupación principalmente masculina (17,83 % de hombres frente a 2,79 % de mujeres) y rural.

Tasa de desempleo

En términos simples, el desempleo resulta de un desbalance entre la oferta de trabajo -que representa la cantidad de personas dispuestas para trabajar- y la demanda del mismo -constituida por la cantidad de trabajadores que los empleadores quieren contratar-.

En términos contables, la tasa de desempleo se calcula como el cociente entre el número de desempleados y la población económicamente activa, también llamada fuerza laboral13. Esta ultima se compone de los ocupados y los desempleados. Para ser considerado desempleado por el DANE (2019a), un individuo debe cumplir con los tres criterios determinados por dicha institución: estar sin empleo durante la semana de la encuesta, estar activamente buscando un empleo y tener disponibilidad inmediata para empezar a trabajar.

Tomando en cuenta la definición anterior, en la figura 8 se observa que la tasa de desempleo de las cabeceras es sistemáticamente superior a la tasa de desempleo de los CPRD. En promedio, para el periodo analizado, la tasa de desempleo en las zonas rurales es de 6,1 %, valor bajo si se tienen en cuenta las tasas para las 13 principales ciudades (10,8 %) y todas las cabeceras (11 %). Aunque el presente trabajo no incluye el periodo de la pandemia por coviD-19, cabe mencionar que el aumento en el desempleo a raíz de la crisis sanitaria y económica de 2020 fue mayoritariamente un problema urbano.

Continuando el análisis por nivel geográfico y sexo, la figura 9 muestra que la tasa de desempleo de los hombres en el dominio CPRD es, en promedio, de 3,5 % entre 2010 y 2019, lo cual la sitúa como la más baja de los cuatro grupos poblacionales comparados, seguida por la tasa de desempleo de los hombres en cabeceras, quienes presentan en promedio una tasa de desempleo de 9 %. Las mujeres, tanto en cabeceras como en CPRD, tienen las tasas de desempleo más altas que los hombres (13,3 % y 11,9 %, respectivamente).

El que las mujeres presenten tasas de desempleo más altas que los hombres es un fenómeno común en países en desarrollo. De hecho, el World Employment and Social Outlook de la OIT (2018) muestra que en las únicas regiones donde esto no sucede son Europa del Este, América del Norte y el este y sudeste asiáticos. Esto es el resultado de factores como normas sociales, discriminación, políticas públicas que favorecen la inclusión de hombres en el mercado laboral y elecciones de las mujeres de sectores laborales propios de mujeres que fomentan la segregación laboral, entre otros (Organización Internacional del Trabajo, 2018).

Prevalencia de la informalidad laboral

La informalidad laboral es un fenómeno generalizado en la economía colombiana, ya que cerca del 50 % de la población ocupada del país es informal si se usa como medida el hecho de trabajar en una empresa o establecimiento comercial con 5 trabajadores o menos14. En efecto, según el DANE (2018), la tasa de informalidad para las 13 principales ciudades del país es de 46,9 % bajo esta definición, y aumenta conforme se incluyen más ciudades y municipios del país.

No obstante, las medidas de informalidad con base en el número de trabajadores de la firma están siendo reemplazadas en la actualidad por otras definiciones basadas en un marco jurídico, que permiten contabilizar la informalidad de forma más precisa, ya que una empresa pequeña no es necesariamente informal ni todos los trabajadores de las empresas medianas o grandes son contratados formalmente (Lehmann; Zaiceva, 2015; Otero-Cortés, 2018).

Para el caso colombiano, las medidas jurídicas corresponden a la contribución a salud y aporte a pensiones por parte del empleador y el empleado15, ya que son estas dos las principales condiciones establecidas por el marco legal de protección laboral existente en el país para ser considerado un trabajador como formal16. En este trabajo se usa el criterio de cotización a pensiones como definición de formalidad, dado que cerca del 70 % de la población en las zonas rurales tienen acceso al sistema de salud de manera subsidiada por sus bajos ingresos y no deben hacer aportes a este sistema. De esta forma, usando la medida de contribución a pensiones, el panorama sobre formalidad laboral es poco alentador a nivel nacional. Para 2019, cerca del 45 % de los trabajadores en cabeceras hicieron aportes a pensiones y solo el 16 % en zonas rurales lo hizo según el DANE (2019c). Es decir, más de la mitad de la población ocupada en el país trabaja de manera informal bajo este criterio, pero la brecha urbano-rural es abismal (figura 10).

El problema de la alta informalidad laboral rural, el cual hace que dichos empleos sean considerados de baja calidad, ya ha sido reseñado de manera detallada por Leibovich, Nigrinis y Ramos (2006) y Merchán-Hernández (2015) para la década del 2000, y en años más recientes por Fedesarrollo (2017). En particular, Merchán-Hernández (2015) hace un detallado recuento del sistema de protección social colombiano, cómo este acoge a los trabajadores rurales y cuáles son sus principales falencias; entre estas últimas se resalta que el sistema de protección está basado en la capacidad de pago del individuo y la condición laboral de las personas, y deja sin cabida a los habitantes de las zonas rurales, que tienen ingresos más bajos e inestables. Sin embargo, como se muestra en este documento, dicho problema aún persiste: las tasas de informalidad laboral rural son significativamente más altas que las urbanas y la cobertura pensional rural es precaria, inferior al 15 % para todo el periodo analizado.

La implementación y acceso a la política de protección social (entendida como el conjunto de programas que permiten el acceso al sistema de salud y de seguridad social) en las zonas rurales del país siempre ha sido un reto, a pesar de que la población rural tiene, en promedio, ingresos más bajos y menos mecanismos de mitigación del riesgo, y está más expuesta a la pobreza (Acosta; Forero-Ramírez; Pardo, 2015; Botiva, 2011; Holzmann, 2005). Sin embargo, el sistema pensional actual por su diseño no ha logrado cobijar a la población rural porque depende principalmente del empleo asalariado para su funcionamiento, dado que son los empleadores quienes ejercen de entes recaudadores de los aportes a seguridad social y, como se mostró, el empleo asalariado privado y público representa una fracción muy baja del empleo total en los CPRD, mientras que en las cabeceras representa el 50 %.

En palabras de la Misión para la Transformación del Campo:

Los instrumentos de protección social vigentes no fueron diseñados teniendo en cuenta las particularidades de las poblaciones rurales y los riesgos a los que se enfrentan, razón por la cual en estas zonas hoy existe un alto porcentaje de la población del campo desprovista de herramientas que permitan proteger sus ingresos y reducir su vulnerabilidad. (DNP, 2015b: 5)

Si bien ha habido un avance notorio en coberturas de salud en las zonas rurales del país, que hoy gozan de coberturas virtualmente idénticas a las de las áreas urbanas, de más del 90 % (ECV, 2018; GEIH, 2018), este aumento se debe a la expansión del sistema de salud subsidiado, porque el porcentaje de afiliados al régimen contributivo, que está asociado a la formalidad laboral, no sobrepasa el 20 % para 2019.

Sumado a lo anterior, es importante señalar que apenas el 2,40 % de los trabajadores por cuenta propia y el 15,24 % de los jornaleros cotizaron a pensiones durante el 2019 (cuadro 7), ya que estos dos grupos representan el 64,48 % de los ocupados en zonas rurales (cuadro 6).

La situación se torna alarmante porque la baja cobertura no es un problema coyuntural, sino histórico (Leibovich et al, 2006; Merchán-Hernández, 2015). Sumado a eso, el sistema pensional colombiano requiere un tiempo mínimo de contribución en semanas en los dos regímenes vigentes -1300 semanas en el sistema de prima media y 1150 en el sistema de ahorro individual con solidaridad, que corresponden a cerca de 25 años de trabajo-, con lo cual es de esperarse que la mayoría de los trabajadores del sector rural no logren obtener una pensión por vejez por no tener las semanas cotizadas necesarias.

En resumen, la informalidad laboral en las zonas rurales de Colombia es alta y la brecha existente entre cabeceras y CPRD en materia de cobertura del régimen contributivo de salud o de pensiones es de aproximadamente 30 pp. La situación es preocupante y deja en evidencia que el actual sistema pensional está diseñado pensado en trabajadores urbanos, con empleos estables o con menor volatilidad que el trabajo por cuenta propia o por jornal, más común en las zonas rurales. La solución a este problema requiere hacer cambios estructurales en el sistema pensional, así como ampliar la red de programas de subsidios y transferencias diseñados para los adultos mayores en zonas rurales que no tienen ninguna fuente de ingresos en su vejez.

Trabajo infantil

La edad mínima legal para trabajar en Colombia es de 15 años, según lo estipula el Código de la Infancia y la Adolescencia. Así, un adolescente de entre 15 y 17 años que quiera trabajar puede hacerlo si tiene un permiso expedido por el Ministerio del Trabajo, y tiene derecho a todas las prestaciones sociales y protecciones laborales consagradas en el Código Sustantivo del Trabajo. El trabajo de niños de 5 a 14 años solo se permite de forma legal si es para desempeñar actividades de tipo artístico, deportivo, cultural o recreativo, y por un máximo de 14 horas a la semana. En este caso, los niños también requieren un permiso expedido por el Ministerio del Trabajo y siempre deben estar acompañados por un acudiente mayor de edad. Aun en estos casos aprobados por la ley se debe tener en cuenta que, como lo establece la Organización Internacional del Trabajo (OIT), los niños no podrán realizar trabajos que impliquen peligro o que sean nocivos para su salud e integridad física o psicológica, o las consideradas como peores formas de trabajo infantil según la OIT (Resolución 3597, 2013).

El costo de oportunidad de los niños y adolescentes que trabajan es no poder ir a la escuela. Esto, como ya se ha documentado extensamente en la literatura sobre desarrollo económico (Duflo, 2001; Card, 2001; Card, 1999; Ashenfelter; Krueger, 1994; Becker, 1964)17, causa problemas a futuro en los niños ya convertidos en adultos, en términos de su capacidad para trabajar en empleos bien remunerados.

En materia de trabajo infantil existe un largo camino por recorrer en Colombia. Si bien el trabajo infantil ha disminuido de manera significativa, en las zonas rura les aún presenta tasas elevadas, lo cual seguirá contribuyendo a mantener brechas salariales entre las zonas rurales y urbanas al darles incentivos a los niños y adolescentes para abandonar sus estudios y dedicarse a trabajar a tiempo completo; esto, a su vez, sigue contribuyendo a alimentar el ciclo de la persistencia de la desigualdad de ingresos y de oportunidades: niñas con poca o baja escolaridad abandonan sus estudios para trabajar, lo que hace que sigan teniendo bajos ingresos en su vida adulta y trabajen en condiciones precarias, con mayor riesgo de caer en pobreza y tener hijos en condiciones de vulnerabilidad, factores que promueven la repetición del ciclo. En cambio, en las ciudades urbanizadas el trabajo infantil cada vez es más fiscalizado y sucede con menor frecuencia; además, hay más programas sociales para promover la permanencia de los menores en el sistema educativo, lo cual los ubica en una senda de mayores ingresos que sus contrapartes rurales.

La figura 11 presenta la tasa de trabajo infantil ampliada por oficios en el hogar (TTIA) en los dominios de cabecera y CPRD. Se observa que la TTIA pasó de 24 % a 15,5 % entre 2012 y 2019. En el ámbito urbano, la TTIA pasó de 12,72 % a 7,30 % en el mismo periodo de tiempo. Aunque el trabajo infantil no debería existir en ningún ámbito, lo anterior indica que es principalmente un problema de las áreas rurales: la TTIA rural casi duplica la urbana aun en 2019.

Según datos del módulo de empleo infantil de la GEIH, más de la mitad de los niños y adolescentes de 5 a 17 años que trabajan y están ubicados en los CPRD di- y comunitario que faciliten el desarrollo personal y económico de las mujeres; y un proyecto de capacitación a servidores públicos para incluir el enfoque de género en las políticas de desarrollo agropecuario.

f. Programa Jóvenes Rurales, que tiene por objetivo fomentar la permanencia de la juventud rural en el campo a través de componentes tales como becas Icetex para estudiar carreras profesionales y técnicas en ciencias agropecuarias y afines, y apoyo a emprendimientos productivos creados por jóvenes.

g. Capacitación técnica a pescadores en buenas prácticas de pesca y apoyo técnico.

h. Programa de Vivienda de Interés Social Rural, que busca mejorar las condiciones de vivienda de los hogares rurales.

i. Programa de Familias Guardabosques (implementado desde 2003 con el apoyo del Undoc): consiste en pagar un subsidio a familias campesinas, comunidades indígenas y víctimas de la violencia con el compromiso de erradicar los cultivos de coca y amapola, y sustituirlos por café y cacao, entre otros, para así crear proyectos productivos de cultivos legales a campesinos.

Para el periodo 2014-2018 continuaron los programas descritos anteriormente, aunque hubo cambios institucionales relevantes como la liquidación del Incoder y la creación de instituciones especializadas para facilitar la implementación del Acuerdo de Paz, tales como las agencias Nacional de Tierras, de Desarrollo Rural y de Renovación del Territorio (Penagos et al., 2022).

Es fundamental resaltar el papel que la firma del Acuerdo de Paz de 2016 ha tenido en la agenda de desarrollo rural del país: ha hecho que la ruralidad forme parte de la conversación nacional. En el Acuerdo de Paz se incluyó como parte esencial el componente de reforma rural integral (RRI)19, el cual tiene como objetivo "cerrar las brechas entre el campo y la ciudad y crear condiciones de bienestar y buen vivir para la población rural" (Ministerio de Trabajo, 2019: 2). Sin embargo, varios de los programas incluidos como parte de dicha solo empezaron a ser legislados e implementados a partir de 2017, pero las discusiones técnicas sobre su creación institucional ya venían desde la primera mitad de la década de 2010.

Dentro del grupo de políticas públicas que abarca la RRI se encuentra el Decreto Ley 893 de 2017 expedido por el Gobierno Nacional, el cual creó los programas de desarrollo con enfoque territorial (PDET)20: estos son un instrumento de planificación a 15 años que busca ayudar a implementar proyectos de infraestructura y otros de carácter productivo que generen desarrollo económico e inclusión social en 170 municipios que han sido afectados por la violencia y la pobreza. Adicionalmente, se creó en 2018 el Plan Especial de Educación Rural (PEER)21, que diseña estrategias para cerrar las brechas urbano-rurales en materia de educación a través de políticas educativas que buscan promover el acceso, permanencia y calidad de la educación en la ruralidad; y también se diseñó el Plan Progresivo de Protección Social y de Garantías de Derechos de los Trabajadores y Trabajadoras Rurales22, sancionado en 2019 e implementado en 2020. Entre los objetivos de este último están: promover los principios y derechos fundamentales en el trabajo; incentivar el trabajo decente y la formalización laboral; y facilitar el acceso y mejorar la cobertura del sistema de protección y seguridad social (protección a la vejez y riesgos laborales) con un enfoque territorial, de género y diferencial.

Conclusiones

La desigualdad de ingresos disminuyó en Colombia durante la década de 2010, antes de la llegada de la pandemia causada por la coviD-19. Sin embargo, las brechas urbano-rurales siguen estando presentes en distintas dimensiones. En particular, este trabajo se ha enfocado en estudiar las brechas salariales entre trabajadores urbanos y rurales, y cómo el mercado laboral difiere para dichos trabajadores de acuerdo con su ubicación geográfica.

En este trabajo estudiamos los ingresos laborales de los trabajadores en las zonas rurales del país; encontramos que son muy bajos con respecto al salario mínimo legal, aun teniendo en cuenta el nivel educativo de la población. En un ejercicio de descomposición de la brecha salarial con corrección por el sesgo de selección, encontramos que un poco más de la mitad de la brecha se debe a características observadas de los trabajadores, en las cuales el nivel educativo es uno de los principales factores. Sin embargo, cerca del 40 % de la brecha se debe a factores no explicados, entre los que se capturan las preferencias de los empleadores, la calidad de la educación y características no observadas de los trabajadores como su habilidad o esfuerzo.

Para entender cuáles son los factores que inciden en los bajos ingresos laborales rurales, se han estudiado en detalle las estadísticas de los mercados laborales urbano y rural. Se encontraron tres problemas del mercado laboral rural que están relacionados entre sí, y que exacerban las desigualdades urbano-rurales existentes en el país en términos de salarios: i) la participación laboral y la tasa de ocupación femenina en zonas rurales es baja comparada no solo con la de los hombres del mismo dominio geográfico, sino también con respecto a la de las mujeres ubicadas en las cabeceras; ii) las tasas de informalidad laboral rural son significativamente más altas que las urbanas, lo cual obedece al diseño del sistema de seguridad social que fue pensado para relaciones laborales empleado-firma y no tiene en cuenta las particularidades de la ruralidad; y iii) si bien el trabajo infantil ha disminuido en el tiempo, aún es una práctica común que sucede con frecuencia de manera ilegal y pone en riesgo de deserción escolar a los niños y adolescentes que trabajan, lo cual genera menores ingresos laborales a futuro y refuerza la desigualdad.

El mercado laboral rural difiere del urbano en distintas dimensiones. La composición del empleo es significativamente diferente, lo cual juega un papel clave al diseñar instrumentos de política pública para generar mayores ingresos en las zonas rurales y promover la formalización de los trabajadores rurales, ya que el empleo asalariado en empresas privadas o públicas solo representa el 20 % del empleo total y el empleo cuenta propia representa la mitad del empleo. Esta situación exacerba las desigualdades en ingreso y oportunidades para las personas que viven en la ruralidad en Colombia.

Por su parte, la baja participación laboral femenina es más acentuada en los municipios rurales que en las cabeceras, debido a que las principales fuentes de trabajo en las zonas rurales provienen del sector agrícola, tradicionalmente ocupado por hombres dada la persistencia de los roles tradicionales. Las mujeres, que suelen realizar en mayor proporción labores domésticas no pagas que no son consideradas trabajo en términos estadísticos, terminan por tener menos experiencia laboral remunerada, menos oportunidades en el mercado laboral no agrícola e ingresos laborales significativamente menores que los de los hombres y sus contrapartes urbanas, lo cual disminuye su autonomía y aumenta la vulnerabilidad de los hogares que tienen menos fuentes de ingresos.

El empleo infantil es el tercer punto álgido que caracteriza al mercado laboral rural. Aunque este ha decrecido en la última década, el porcentaje de niños que no asiste al colegio porque trabajan, o porque laboran más de 30 horas por semana, sigue siendo alto y es ilegal. El sector agrícola es el principal sector que contrata mano de obra infantil. El trabajo infantil no solo es ilegal según lo estipulado por la legislación colombiana; también es el camino para la deserción escolar, lo que lleva a que los niños y adolescentes tengan menores ingresos laborales a futuro y ellos mismos tengan hogares más vulnerables ante la pobreza monetaria y multidimensional, situación que alimenta el círculo de las desigualdades.

En conjunto, los puntos anteriores -baja participación laboral, baja tasa de ocupación femenina y alto desempleo femenino, baja calidad del empleo y trabajo infantilcontribuyen a la persistencia de bajos ingresos laborales en las zonas rurales del país, así como a exacerbar la desigualdad en ingresos entre las áreas rurales y las cabeceras y principales zonas urbanas del país.

A lo anterior se suma que en el caso colombiano ha habido una ausencia histórica de intervenciones gubernamentales en la ruralidad, que brinden oportunidades y mejoren la calidad de vida de sus habitantes de manera exitosa. Las políticas públicas con enfoque territorial con mayor presupuesto estaban dedicadas casi de forma exclusiva a mejorar la productividad del sector agrícola, dejando de lado otros sectores fundamentales del desarrollo como la educación, la generación de empleo formal por fuera de la agricultura y la construcción de paz. El periodo 2010-2019 es particularmente rico en propuestas de políticas públicas para promover el desarrollo rural integral debido a lo pactado en el Acuerdo Final de Paz, firmado en 2016 por el gobierno colombiano y algunos actores y víctimas del conflicto armado, y que incluye el citado componente de RRI, el cual busca crear las bases para el desarrollo de la ruralidad. Sin embargo, los programas necesarios para implementar la RRI apenas se están desarrollando, así que sus resultados aún no son evidentes. Pero si se logran desarrollar como fueron diseñados, esta sería una importante avenida para reducir las disparidades urbano-rurales en materia de oportunidades, que seguramente causarán una mejoría en ingresos para la población rural.

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Cómo citar/How to cite

Otero-Cortés, Andrea; Acosta-Ariza, Edson (2022). Desigualdades en el mercado laboral urbano-rural en Colombia, 2010-2019. Revista CS, núm. especial, 173-219. https://doi.org/10.18046/recs. iEspecial.4939

Footnote

* Una versión previa de este manuscrito circuló con el título "El mercado laboral rural en Colombia, 2010-2019" en la colección Documentos de Trabajo Sobre Economía Regional y Urbana núm. 281 del Banco de la República (Colombia). Agradecemos a Jaime Bonet, Luis Armando Galvis, Javier Pérez, Diana Ricciulli, María Aguilera, Yuri Reina y los evaluadores anónimos por los comentarios que enriquecieron este trabajo. De igual manera, agradecemos a los asistentes a los seminarios del Banco de la República en Medellín y Bucaramanga por sus preguntas y sugerencias. Las opiniones y resultados de este trabajo no comprometen al Banco de la República ni a su junta directiva. Todos los errores y omisiones son nuestra responsabilidad. Artículo de investigación recibido el 15.07.2021 y aceptado el 28.03.2022.

*· Investigadora del Banco de la República. Correo electrónico: [email protected] ORCID: https://orcid.org/00000002-3992-4716

*·· Asistente de investigación, Banco de la República. Correo electrónico: [email protected] ORCID: https:// orcid.org/0000-0001-5375-9748

1. En este estudio se entiende por área rural al dominio centros poblados y rurales dispersos (CPRD) de la GEIH (ver anexo 1). Los resultados mostrados cobijan todo el territorio nacional considerado cabecera o centro poblado rural disperso, excepto las regiones de la Amazonia, la Orinoquía y San Andrés.

2. En materia de desigualdad de ingresos, es importante estudiar las distintas fuentes de ingreso tanto laboral como no laboral que perciben las personas. Sin embargo, en el caso colombiano existe la dificultad del acceso a datos tanto de encuestas como administrativos sobre los ingresos no laborales, y en particular, ingresos de capital. Es por esto que los estudios sobre desigualdad se basan fundamentalmente en ingresos laborales, los cuales se pueden aproximar por medio de la GEIH y registros administrativos de contribuciones a seguridad social (planilla integrada de liquidación de aportes - PILA) en el caso de los trabajadores formales. Sin embargo, la GEIH solo es representativa para el dominio rural como un todo y no permite desagregaciones dentro de la ruralidad con suficiente poder estadístico; y la PILA solo incluye a los trabajadores formales por definición, los cuales están subrepresentados en la ruralidad.

3. Módulo de Trabajo Infantil de la Gran Encuesta Integrada de Hogares. Ver https://www.dane.gov.co/ index.php/estadisticas-por-tema/mercado-laboral/trabajo-infantil/trabajo-infantil-historicos

4. Para comienzos de la década de 2000, la deserción escolar en las zonas rurales era cuatro veces más alta que en las zonas urbanas. Ver: https://www.mineducacion.gov.co/1621/article-87159.html

5. Para entender las causas de la deserción escolar urbana versus rural, ver: https://www.mineducacion. gov.co/1621/articles-293674_archivo_pdf_institucional.pdf

6.Ver https://www.mineducacion.gov.co/1621/articles-350451_recurso_4.pdf

7. Para el caso de los asalariados, los ingresos calculados incluyen aquellos por concepto de salarios en dinero y en especie, subsidio de transporte y de alimento, pago de primas, subsidios educativos, etc. Para los trabajadores independientes, incluyen la ganancia neta mensual o los honorarios netos mensuales que recibe la persona por realizar su actividad, negocio, profesión o finca.

8. En el anexo se incluye el mismo cuadro usando como población de referencia a la población ocupada. La razón por la cual no seleccionamos ese cuadro como el principal es porque hay un efecto de selección de las personas con mayor nivel educativo dentro de la población ocupada, que ocurre principalmente en las zonas urbanas.

9. Las estimaciones sin incluir la variable infantil son virtualmente idénticas. Están disponibles a solicitud del lector.

10. En la literatura sobre brechas salariales entre hombres y mujeres a este componente se le llama discriminación, porque puede incluir factores como preferencia por trabajadores de determinado sexo o etnia, pero puede incluir factores como esfuerzo, habilidad no observada o calidad de la educación.

11. En el caso de este documento, la encuesta utilizada es la GEIH.

12. Según la clasificación del Banco Mundial, Colombia forma parte del grupo de países clasificados como upper middle income: https://datahelpdesk.worldbank.org/knowledgebase/articles/906519-world-bankcountry-and-lending-groups

13.Adicionalmente, el DANE (2019a) informa que en los cálculos de tasa de desempleo para todos los dominios y a nivel de región tienen un error de muestreo superior al 5% si la tasa de desempleo es inferior al 10 %, lo que quiere decir que la tasa de desempleo real puede estar 5 pp encima o debajo de la estimada.

14. Esta es la medida de informalidad reportada por el DANE en su informe sobre mercado laboral para las 13 principales ciudades, las 23 ciudades y el total nacional.

15. El empleador también debe realizar pagos a alguna administradora de riesgos laborales (ARL) y aportes parafiscales a cajas de compensación.

16. En la actualidad, la Gestión de Pensiones y Parafiscales (UGPP) del Ministerio de Hacienda es la unidad encargada de vigilar el cumplimiento de la normativa existente respecto al pago de aportes a salud, pensiones y otros parafiscales. Para más información, ver aquí: https://www.ugpp.gov.co/normas?body_ value=&field_norm_list_view=9

17.Ver Psacharopoulos y Patrino (2018) para un resumen de toda la literatura sobre retornos de la educación a la fecha.

19.Para más información, ver: https://www.jep.gov.co/Sala-de-Prensa/Documents/tomo-2-procesopaz-farc-mesa-conversaciones-reforma-rural.pdf

20.Para más información, ver: https://www.renovacionterritorio.gov.co/especiales/especial_pdet/

21. Para más información, ver: https://www.mineducacion.gov.co/1759/artides-385568_recurso_1.pdf

22. Para más información, ver: https://www.mintrabajo.gov.co/documents/20147/0/Plan+Progresivo +adopción.pdf/d8a259be-7d13-cd85-bb7a-0082f6548690?t=1598984128245

References

Referencias

Acosta, Olga Lucía; Forero-Ramírez, Nohora; Pardo, Renata (2015). Sistema deprotección social de Colombia, avances y desafíos. Bogotá: Cepal.

Ashenfelter, Orley; Krueger, Alan (1994). Estimates ofthe Economic Return to Schooling from a New Sample of Twins. American Economic Review, 84(5), 1157-1173.

Becker, Gary (1964). Human Capital: A Theoretical and Empirical Analysis with Special Reference to Education. Chicago: National Bureau of Economic Research.

Blinder, Alan (1973). Wage Discrimination: Reduced form and Structural Estimates. The Journal of Human Resources, 8, 436-455.

Bonilla-Mejía, Leonardo (2011). Dimensión regional de las desigualdades en Colombia. Bogotá: Banco de la República.

Botiva, María Alejandra (2011). The Gaps in Rural Social Protection in Colombia: A History of Traps and Disconnections [Tesis de maestría]. Recuperado de https://babel.banrepcultural. org/digital/collection/p17054Coll23/id/24

Campos-Vázquez, Raymundo; López-Calva, Luis; Lustig, Nora (2016). Declining Wages for College-Educated Workers in Mexico: Are Younger or Older Cohorts Hurt the Most? World Bank Policy Research Working Paper, 7546.

Card, David (1999). The Causal Effect of Education on Earnings. En Handbook of Labor Economics (pp. 1802-1863), editado por David Card; Orley Ashenfelter. Amsterdam: Elsevier.

Card, David (2001). Estimating the Return to Schooling: Progress on Some Persistent Econometric Problems. Econometrica, 69(5), 1127-1160.

Cepeda-Emiliani, Laura; Cardona-Sosa, Lina; Barón, Juan (2014). La brecha salarial de género entre los universitarios recién titulados. ¿Qué tanto influye el tipo de carrera universitaria? El trimestre económico, 81 (322), 441-477.

De Lima, Cicero; Costa, Edward; Mariano, Francisca; Justo, Wellington; Caravalho, Pablo (2020). Migration of Labor: Differential of Income Between Rural and Urban Trade Union Workers in Brazil. Journal of Economic Studies, 47(4), 939-966. https://doi.org/10.1108/ JES-01-2019-0047

Departamento Administrativo Nacional de Estadística - DANE (2010-2019). Gran Encuesta Integrada de Hogares - Microdatos-GEIH [Archivo .DTA]. Recuperado de https://microdatos. dane.gov.co/index.php/catalog/68/get_microdata

Departamento Administrativo Nacional de Estadística - DANE (2018). Boletín Técnico Gran Encuesta Integrada de Hogares (GEIH). Bogotá: DANE.

Departamento Administrativo Nacional de Estadística - DANE (2019a). Boletín Técnico Gran Encuesta Integrada de Hogares (GEIH). Bogotá: DANE.

Departamento Administrativo Nacional de Estadística - DANE (2019b). Encuesta de Calidad de Vida - Anexo pobreza multidimensional [hoja de cálculo]. Recuperado de https://www. dane.gov.co/index.php/estadisticas-por-tema/pobreza-y-condiciones-de-vida/pobrezamultidimensional/pobreza-multidimensional-2019

Departamento Administrativo Nacional de Estadística - DANE (2019c). Gran Encuesta Integrada de Hogares - Microdatos-GEIH [Archivo .DTA]. Recuperado de https://microdatos.dane.gov. co/index.php/catalog/599/get_microdata

Departamento Administrativo Nacional de Estadística - DANE (2020a). Gran Encuesta Integrada de Hogares - Anexo mercado laboral-módulo de trabajo infantil 2020 [hoja de cálculo]. Recuperado de https://www.dane.gov.co/index.php/estadisticas-por-tema/ mercado-laboral/trabajo-infantil/trabajo-infantil-historicos

Departamento Administrativo Nacional de Estadística - DANE (2020b). Gran Encuesta Integrada de Hogares - Anexo pobreza monetaria y pobreza monetaria extrema [hoja de cálculo]. Recuperado de https://www.dane.gov.co/index.php/estadisticas-por-tema/pobreza-ycondiciones-de-vida/pobreza-monetaria/pobreza-monetaria-2020

Departamento Administrativo Nacional de Estadística - DANE (2021). Gran Encuesta Integrada de Hogares - Anexo mercado laboral abril 2021 [hoja de cálculo]. Recuperado de https://www. dane.gov.co/index.php/estadisticas-por-tema/mercado-laboral/empleo-y-desempleo

Departamento Nacional de Planeación - DNP (2015a). El campo colombiano: un camino hacia el bienestar y la paz. misión para la transformación del campo. Bogotá: DNP.

Departamento Nacional de Planeación - DNP (2015b). Laprotección social de lapoblación rural. Misión para la transformación del campo. Bogotá: DNP.

Departamento Nacional de Planeación - DNP (2018). Pobreza multidimensional y pobreza monetaria. Análisis2010-2017. Bogotá: DNP.

Duflo, Esther (2001). Schooling and Labor Market Consequences of School Construction in Indonesia: Evidence from an Unusual Policy Experiment. The American Economic Review, 91(4), 795-813.

Fedesarrollo (2017). Informe mensual de mercado laboral. Bogotá: Fedesarrollo.

Fernández, Manuel; Ibáñez, Ana; Peña, Ximena (2014). Adjusting the Labor Supply to Mitigate Violent Shocks: Evidence from Rural Colombia. Journal of Development Studies, 50(8).

Ferreira, Francisco; Sergio, Firpo; Messina, Julián (2022). Labor market experience and falling earnings inequality in Brazil: 1995-2012. The World Bank Economic Review, 36(1), 37-67.

Galvis-Aponte, Luis; Bonet-Morón, Jaime; Bonilla-Mejía, Leonardo; Otero-Cortés, Andrea; Pérez-Valbuena, Gerson; Posso-Suárez, Christian; Ricciulli-Marín, Diana (2021). Desigualdades del ingreso en Colombia: ¿cuáles son sus determinantes y cómo se han afectado por la pandemia del COViD-19? Ensayos Sobre Política Económica, 101, 1-53.

Goldin, Claudia (1994). The U-Shaped Female Labor Force Function in Economic Development and Economic History. NBER Working Paper, 4707.

Himes, Douglas (2018). Men's Declining Labor Force Participation. Monthly Labor Review, Bureau ofLaborStatistics. Recuperado de https://www.bls.gov/opub/mlr/2018/beyond-bls/ mens-declining-labor-force-participation.htm

Holzmann, Robert (2005). Old-age income support in the 21st century: An international perspective on pension systems and reform. Washington, DC: World Bank Publications.

Iregui-Bohórquez, Ana María; Ramírez-Giraldo, María Tereza; Tribín-Uribe, Ana (2019). Domestic Violence Against Rural Women in Colombia: The Role of Labor Income. Feminist Economics, 25(2), 146-172.

Lehmann, Hartmunt; Zaiceva, Anzelika (2015). Re-defining Informal Employment and Measuring its Determinants: Evidence from Russia. Journal of International Development, 27(4), 464-488.

Leibovich, José; Nigrinis, Mario; Ramos, Mario (2006). Caracterización del mercado laboral rural en Colombia. Borradores de economía, 408.

Lustig, Nora; López-Calva, Luis; Ortiz-Juárez, Eduardo; Monga, Celesting (2015). Deconstructing the Decline in Inequality in Latin America. En Inequality and Growth: Patterns and Policy (pp. 212-247), editado por Kaushik Basu; Joseph Stiglitz. London: Palgrave Macmillan.

Melly, Blaise (2005). Descomposition of Differences in Distribution Using Quantile Regression. Journal of Labour Economics, 12, 577-590.

Merchán-Hernández, César (2015). Sector rural colombiano: dinámica laboral y opciones de afiliación a la seguridad social. Coyuntura Económica, XLV(2), 137-182.

Michaelsen, Maren; Haisken-DeNew, John (2015). Migration Magnet: The Role of Work Experience in Rural-Urban Wage Differentials. IZA Journal of Migration, 4(1), 1-25.

Ministerio de Agricultura y Desarrollo Rural (2014). Informe de Rendición Pública de Cuentas, Gestión 2013 - 2014. Recuperado de https://www.minagricultura.gov.co/Documents/ Informe_2013_2014_Final.pdf

Ministerio del Trabajo (2019). Plan Progresivo de Protección Social y de Garantía de Derechos de los Trabajadores Rurales. Ministerio de trabajo. Recuperado de https://www.mintrabajo. gov.co/documents/20147/0/Plan+Progresivo+adopción.pdf/d8a259be-7d13-cd85-bb7a0082f654869 0?t=1598984128245

Oaxaca, Ronald (1973). Male-Female Wage Differentials in Urban Labor Markets. International Economic Review, 14(3), 693-709.

Oficina del Alto Comisionado para la Paz (2018). Instalación de la mesa de conversaciones, inicio de los ciclos de conversación del punto 1. Tomo 2. Hacia un Nuevo Campo Colombiano: Reforma Rural integral. Biblioteca del Proceso de Paz con las FARC-EP. Recuperado de https://www.jep.gov.co/Sala-de-Prensa/Documents/tomo-2-proceso-paz-farc-mesaconversaciones-reforma-rural.pdf

Organización Internacional del Trabajo - OIT (2013). Decent Work Indicators. Guidelines for Producers and Users of Statistical and Legal Framework Indicators. Geneva: OIT.

Organización Internacional del Trabajo - OIT (2018). World Employment and Social Outlook. Trends2018. Geneva: OIT.

Organización Internacional del Trabajo-OIT (2019). ILOSTAT Database 2019 [hoja de cálculo]. Recuperado de https://www.ilo.org/shinyapps/ bulkexplorer42/?lang=en&segment=indicator&id=EAP_2WAP_SEX_AGE_RT_A

Otero-Cortés, Andrea (2018). Essays on Labor Informality in Developing Countries. Chapel Hill: The University of North Carolina.

Penagos, Ángela; Tobón, Santiago; Castro, Manuel; Muñoz, Juan; Quesada, Camilo; Pirela, Ana; Heilbron, Eduardo (2022). Análisis integral de la política de desarrollo agropecuario en Colombia, con base en sus resultados y la eficiencia del gasto. Inédito.

Posso, Christian (2010). Desigualdad salarial en Colombia 1984-2005: cambios en la composición del mercado laboral y retornos a la educación postsecundaria. Revista Desarrollo y Sociedad, 66, 65-113.

Psacharopoulos, George; Patrinos, Harry Anthony (2018). Returns to Investment in Education: A Decennial Review of the Global Literature. Education Economics, 26(5), 445-458.

Resolución 3597 de 2013 (3 de octubre), por la cual se señalan y actualizan las actividades consideradas como peores formas de trabajo infantil y se establece la clasificación de actividades peligrosas y condiciones de trabajo nocivas para la salud e integridad física o psicológica de las personas menores de 18 años de edad. Ministerio de Trabajo. Diario Oficial núm. 48 953. Recuperado de https://www.icbf.gov.co/cargues/avance/docs/resolucion_ mtra_3597_2013.htm

Rodríguez-Pose, Andrés; Wilkie, Callum (2017). Revamping Local and Regional Development Through Place-Based Strategies. Cityscape, 19(1), 151-170.

Russo, Letícia; Parré, José; Alves, Alexandre (diciembre, 2016). Diferencial de Rendimento entre trabalhadores rurais e urbanos: uma análise para o Brasil e suas regioes. 44° Encontro Nacional de Economia, Iguaçu, Brasil.

Tüzemen, Didem (2018). Why are Prime-Age Men Vanishing from the Labor Force? Economic Review, first quarter 2018,6-30. Recuperado de https://www.kansascityfed.org/Economic%20 Review/documents/653/2018-Why%20Are%20Prime-Age%20Men%20Vanishing%20from%20 the%20Labor%20Force%3f.pdf

Vélez, Carlos; Leibovich, José; Kugler, Adriana; Bouillón, César; Núñez, Jairo (2005). The Reversal of Inequality Trends in Colombia, 1978-95: A Combination of Persistent and Fluctuating Forces. En The Microeconomics of Income Distribution Dynamics in East Asia and Latin America (pp. 125-174), editado por Francois Bourguignon; Francisco Ferreira; Nora Lustig. Washington: World Bank/Oxford University Press.

Anexos

Definiciones

GEIH: encuesta mensual realizada por el DANE para recolectar información sobre el mercado laboral, educación y características demográficas.

Cabecera: es el área geográfica que está definida por un perímetro urbano, cuyos límites se establecen por acuerdos del Concejo Municipal. Corresponde al lugar en donde se ubica la sede administrativa de un municipio.

Centro poblado: es un concepto creado por el DANE para fines estadísticos, útil para la identificación de núcleos de población. Se define como una concentración de, como mínimo, 20 viviendas contiguas, vecinas o adosadas entre sí, ubicadas en el área rural de un municipio o de un corregimiento departamental. Dicha concentración presenta características urbanas tales como la delimitación de vías vehiculares y peatonales. Este concepto considera:

* Caserío: sitio que presenta un conglomerado de viviendas, ubicado comúnmente al lado de una vía principal y que no tiene autoridad civil. El límite censal está definido por las mismas viviendas que constituyen el conglomerado.

* Inspección de policía: es una instancia judicial en un área que puede o no ser amanzanada, que ejerce jurisdicción sobre un determinado territorio municipal, urbano o rural, y que depende del departamento o del municipio. Es utilizada en la mayoría de los casos con fines electorales. Su máxima autoridad es un inspector de policía.

* Corregimiento municipal: es una división del área rural del municipio, la cual incluye un núcleo de población, considerada en los planes de ordenamiento territorial. El artículo 117 de la Ley 136 de 1994 faculta al concejo municipal para que mediante acuerdos establezca esta división, con el propósito de mejorar la prestación de los servicios y asegurar la participación de la ciudadanía en los asuntos públicos de carácter local.

Rural disperso: se caracteriza por la disposición dispersa de viviendas y explotaciones agropecuarias existentes en ella. No cuenta con un trazado o nomenclatura de calles, carreteras, avenidas y demás. Tampoco dispone, por lo general, de servicios públicos u otros tipos de facilidades propios de las áreas urbanas.

Regiones: en este documento se emplea este término según la definición del DANE, que puede diferir de otras existentes en Colombia. Por regiones se toman las siguientes:

* Caribe: comprende los departamentos de Atlántico, Bolívar, Cesar, Córdoba, Sucre, Magdalena y La Guajira.

* Oriental: comprende los departamentos de Norte de Santander, Santander, Boyacá, Cundinamarca y Meta.

* Central: comprende los departamentos de Caldas, Risaralda, Quindío, Tolima, Huila, Cesar, Caquetá y Antioquia.

* Pacífica: comprende los departamentos de Chocó, Cauca, Nariño y Valle.