(6,98) (11,17)D_sujeto a normas laborales 0,361 0,402(6,15) (6,20)D_crédito 0,042 0,036(1,92) (6,67)D_electriciddad, gas y agua 0,356 0,256(9,51) (4,43)D_construcción 0,768 0,741(18,45) (35,07)D_transportes y comunicaciones 0,207 0,187(5,52) (11,06)D_servicios financieros 0,789 0,738(3,16) (21,99)D_servicios empresariales 0,495 0,461(7,43) (16,02)D_servicios sociales y <strong>de</strong> salud 0,313 0,284(2,28) (9,94)D_in<strong>de</strong>pendiente 2,036(8,12)Constante 4,871 4,932 4,771 2,498 4,722 2,558(69,590) (91,13) (92,85) (10,16) (115,55) (10,06)R 2 0,34 0,64 0,44 0,50 0,39 0,58No observaciones 4251 4251 5680 5608 9859 9859Notas: 1) entre paréntesis los valores <strong>de</strong>l estadístico t calculados a partir <strong>de</strong> la matriz robusta <strong>de</strong> varianza-covarianza, corrigiendolos errores estándar por la correlación intra-grupos <strong>de</strong>rivada <strong>de</strong> los salarios medios <strong>de</strong> los <strong>de</strong>pendientes (46 clusters) en <strong>las</strong>regresiones don<strong>de</strong> se incluye la muestra <strong>de</strong> trabajadores <strong>de</strong>pendientes; 2) <strong>las</strong> regresiones fueron estimadas a partir <strong>de</strong> la EncuestaContinua <strong>de</strong> Hogares 2003-2004 utilizando datos mensuales; 3) solamente fueron incluidas <strong>las</strong> variables significativas hasta el nivel<strong>de</strong>l 10%; 4) la dicótoma <strong>de</strong> in<strong>de</strong>pendiente ha sido introducida para controlar <strong>las</strong> diferencias <strong>de</strong>l intercepto <strong>de</strong> los dos grupos <strong>de</strong>trabajadores en la estimación <strong>de</strong> la regresión (6); 5) los ingresos laborales para los in<strong>de</strong>pendientes han sido calculados utilizandolos coeficientes <strong>de</strong> la regresión (2) para todas <strong>las</strong> variables relativas a los insumos (variable ajusta); y, 6) en la última regresión lavariable EducaciónD_superior solamente se la incluye para los trabajadores <strong>de</strong>pendientes.En el caso <strong>de</strong> los trabajadores in<strong>de</strong>pendientes — regresión (2) — sorpren<strong>de</strong> la fuertedisminución (en términos absolutos) <strong>de</strong> los coeficientes estimados <strong>de</strong> <strong>las</strong> variablesobservables relativas a los factores <strong>de</strong> oferta, siendo estadísticamente diferentes a laregresión (1) <strong>de</strong> acuerdo al test <strong>de</strong> Wald — volviéndose incluso el efecto cruzadoEducaciónD_superior insignificante al nivel <strong>de</strong>l 10% (por lo que se lo excluye en laregresión). En particular, en (1) se pre<strong>de</strong>cía que un año adicional <strong>de</strong> escolaridadincrementaría los ingresos en 5,9%, (e 0,058 -1)*100, para los trabajadores con más <strong>de</strong> 12años <strong>de</strong> estudio; mientras que en (2) el aumento estimado llega a apenas el 2,2%.27
Las diferencias en <strong>las</strong> magnitu<strong>de</strong>s <strong>de</strong> los coeficientes entre (1) y (2) se explican por dosaspectos: Primero por que el problema <strong>de</strong> omisión <strong>de</strong> variables en (1) es importante yconduce a estimaciones sesgadas y, segundo, por que el supuesto <strong>de</strong> un mercado laboralperfecto no es aplicable al caso <strong>de</strong> <strong>las</strong> zonas urbanas <strong>de</strong> Bolivia; ya que <strong>las</strong>características <strong>de</strong> <strong>las</strong> firmas se exponen como <strong>de</strong>terminantes fundamentales. En estecontexto, en la regresión (2) se <strong>de</strong>stacan los siguientes aspectos: El resto <strong>de</strong>l trabajo presenta un coeficiente positivo y relativamente alto; enparticular, el aumento <strong>de</strong>l 1% <strong>de</strong> este empleo en cada firma está asociado alincremento <strong>de</strong> los ingresos en aproximadamente 13%. La variable proxy <strong>de</strong>l capital inci<strong>de</strong> positivamente sobre los ingresos laborales;empero la e<strong>las</strong>ticidad es relativamente baja (0,06) lo que pue<strong>de</strong> ser resultado <strong>de</strong> lapoca utilización <strong>de</strong> este factor <strong>de</strong> producción 24 . La e<strong>las</strong>ticidad salario-consumo intermedio exhibe un valor alto 25 ; siendo que elincremento <strong>de</strong>l 1% en este gasto se asocia al aumento <strong>de</strong>l 0,34% <strong>de</strong> los ingresos. La dicótoma <strong>de</strong> crédito presenta un coeficiente positivo y significativo, mostrandoque, ceteris paribus, el acceso al capital fijo y <strong>de</strong> operaciones mejora la mediana <strong>de</strong>los ingresos laborales en aproximadamente 4,3%, (e 0,042 -1)100. La dicótoma igual a uno cuando la empresa se encuentra inscrita en el RUC(Registro Único <strong>de</strong> Contribuyentes) registra un impacto positivo y alto, reflejando —como se señaló anteriormente — una mejor base productiva en términos <strong>de</strong>habilida<strong>de</strong>s básicas gerenciales, estructuras y procesos. Las brechas salariales por sectores se exponen como significativas en varios casos;<strong>de</strong>stacándose los altos valores estimados <strong>de</strong> los coeficientes <strong>de</strong> <strong>las</strong> dicótomas <strong>de</strong>servicios financieros y construcción. Estos factores estarían explicandoesencialmente <strong>las</strong> diferencias en los procesos productivos (funciones <strong>de</strong>24 Nótese que — <strong>de</strong> acuerdo a la ecuación (4) <strong>de</strong>rivada <strong>de</strong> la función <strong>de</strong> producción — el coeficiente estableceel grado <strong>de</strong> intensidad <strong>de</strong> uso <strong>de</strong>l factor <strong>de</strong> producción.25 En este caso, la e<strong>las</strong>ticidad es igual a: 0,0342ln(consumo intermedio); don<strong>de</strong> la variable se la aproxima alpromedio <strong>de</strong> la muestra.28
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