Maternidad y mercados laborales: el impacto de la legislación en Colombia*

Natalia Ramírez Bustamante**Ana María Tribin Uribe***

Carmiña O. Vargas****

ResumenEste estudio busca determinar el impacto de la modificación de la Ley 1468 de 2011 sobre el sector laboral de las mujeres, norma que amplió la licencia por maternidad incluida en el Código Sustantivo del Trabajo en Colombia. Para identificar este impacto, comparamos los resultados laborales de dos grupos de mujeres con dis­tintas tasas de fertilidad. El estudio encontró evidencia de que la ampliación de la licencia por maternidad resultó en que las mujeres de la cohorte de fertilidad alta experimentaron un alza con respecto a sus tasas de inactividad, la informalidad y el trabajo independiente. Nuestros resultados son sólidos a través de grupos demo­gráficos así como de periodos temporales, lo cual apunta a un efecto causal en la duración de la licencia por maternidad. El estudio indica que hay una necesidad de reestructurar la política pública en términos de protección de maternidad; es decir, medidas que ofrezcan una oportunidad para ambos géneros de compartir el costo económico y social de tener hijos, así como medidas que impulsen cambios a nivel social con respecto a la importancia del cuidado paternal. Nuestra recomendación es diseñar una política de licencia por maternidad y paternidad que permita que ambos padres aprovechen dichas licencias de igual o muy similar manera. Por otro

* Queremos expresar nuestra gratitud a nuestros ayudantes de investigación, Andrea Paola Poveda y Daniel Rodríguez Guio. Además, valoramos la ayuda de Jaime Tenjo, Oriana Ál va rez y María Cami­la Jiménez en la obtención de datos para esta investigación. Marcela Eslava, Dolores de la Mata y Raquel Bernal entregaron comentarios que resultaron indispensables. También se agradece el apo­yo y los comentarios de Luis Eduardo Arango, Fran cesca Castellani y Eduardo Lora. Las opiniones expresadas en este artículo son exclu sivamente de las autoras. No necesariamente representan las de ninguna de las institucio nes con las que están afiliados y no implican responsabilidad por parte de dichas entidades. Una versión de este artículo fue publicada en 2015 por el Banco Interamericano de Desarrollo.

** Abogada y filósofa por la Universidad de los Andes. Maestra en Derecho y postulante a doctora en Ciencias Jurídicas por la Facultad de Derecho de la Universidad de Harvard. Profesora de la Facul­tad de Derecho de la Universidad de los Andes, Correo electrónico: nramirez@sjd.law.harvard.edu.

*** Licenciada y maestra en Economía por la Pontificia Universidad Javeriana, y doctora en Economía por la Brown University. Investigadora del Banco de la República (Colombia). Correo electrónico: atribiur@banrep.gov.co.

**** Licenciada y maestra en Economía por la Universidad Nacional de Colombia, y maestra y doctora en Economía por la Brown University. Investigadora del Banco de la República (Colombia). Correo electrónico: cvargari@banrep.gov.co.

Working Paper Series2016, vol. I, núm. 2, pp. 41-82

42 • Natalia Ramírez Bustamante, Ana María Tribin Uribe y Carmiña O. Vargas

lado, sugerimos que dicha política socialice el costo adicional de la seguridad social del trabajador que reemplaza a la trabajadora mientras está con licencia por mater­nidad; esto, porque actualmente estos costos están asumidos exclusivamente por los empleadores.

Clasificación JEL: J08, J2, J3, J7, K31Palabras clave: licencia por maternidad, mercado laboral femenino, marco norma­tivo laboral

Introducción

La creciente participación de las mujeres en actividades económicas fue una de las revoluciones sociales más significativas del siglo xx. Colombia es el país la­

tinoamericano que presenta el alza más significativa en la tasa de participación fe­menina en el mercado laboral durante las últimas tres décadas (Amador, Bernal y Peña, 2013). Varios factores sociales impulsaron este proceso. El acceso para las mujeres a la educación universitaria a partir de 1934, el control de la natalidad me­diante la masificación del acceso a los anticonceptivos, una urbanización creciente y la progresiva necesidad de contar con dos sueldos en el hogar, entre otros facto­res, causaron el incremento en la participación de mujeres en los sectores económi­camente productivos.

A raíz de dicha alza, y en un intento por fomentar más interés en el trabajo remunerado entre las mujeres, a partir de los años treinta, la legislación laboral em­pezó a proteger a las trabajadoras en la época del parto. Más tarde, se agregaron protecciones adicionales para las mujeres en materia de discriminación por género. En esta misma línea, la Constitución colombiana fue enmendada en 1991 para in­cluir cláusulas que abarcaron la igualdad y la discriminación por género. Además, el esfuerzo para proteger a las trabajadoras embarazadas constituye un elemento cen tral en los tratados internacionales firmados por Colombia; siendo el caso más ejemplar, la Convención sobre la eliminación de todas las formas de discriminación contra la mujer.1

Sin embargo, el derecho a la igualdad garantizada por ley para cada mujer se encuentra obstaculizado por una serie de eventos biológicos que tienen un impacto directo mayoritariamente en la vida de las mujeres; entre otros, el embarazo, el par­to y la necesidad de amamantar.2 En reconocimiento de esta disparidad biológica y con el fin de fomentar oportunidades laborales para las mujeres durante la industria­lización, a principios del siglo xx varios países introdujeron programas de licencias

1 cedaw (por sus siglas en inglés), adoptada por la Asamblea General de las Naciones Unidas en 1979.

2 A pesar de que aparentemente estos acontecimientos biológicos sólo afectan a las mujeres que son madres o que desean ser madres, como se mostrará en la sección 2, normas y precon ceptos cultu­rales sobre la maternidad afectan a todas las mujeres, sin importar su estatus parental o sus prefe­rencias individuales respecto de la maternidad.

Maternidad y mercados laborales: el impacto de la legislación en Colombia • 43

por maternidad. Se puede apreciar esta tendencia en la adopción del Convenio so­bre la protección de la maternidad, 1919 (núm. 3), mejor conocido como Convenio Nº 3, el cual entró en vigor en Colombia en 1931,3 así como las leyes posteriores que han modificado el régimen de protección de la maternidad.

Según la legislación vigente en 2014, las trabajadoras embarazadas en Colom­bia cuentan con dos garantías fundamentales: un derecho a seguridad laboral me­jorada, la cual implica una prohibición de ser despedida por embarazo, que otorga protección a la trabajadora durante los nueve meses de gestación así como durante el tiempo correspondiente a la licencia por maternidad; y, en segundo lugar, 14 se­manas de licencia por maternidad.4

Desde el punto de vista de la Organización Internacional del Trabajo (oit), es­tos beneficios están diseñados para cumplir con dos fines puntuales: a) proteger la salud de las mujeres y sus hijos durante el embarazo así como después del parto; y, b) asegurarse de que el rol reproductivo de la mujer no impacte de forma negativa a su seguridad económica ni laboral (ilo, 2005; 2010). La iniciativa más reciente de la oit promueve el pago de la licencia por maternidad con fondos provenientes de sistemas de seguridad social en lugar de cubrirlas exclusivamente con recursos de los empleadores; esto, con el fin de prevenir la discriminación contra mujeres tra­bajadoras. De hecho, la oit ha reconocido que la maternidad y sus concomitantes responsabilidades aún ejercen una influencia importante en las percepciones de las mujeres en el mercado laboral; además, puede constituir un criterio discriminato­rio utilizado por los empleadores a la hora de reclutar trabajadores. Con base en todo lo anterior, la oit ha declarado que:

el desaf ío es cómo asegurarse de que los empleadores no descarten candidatas en edad reproductiva, que ya portan consigo una carga más pesada en términos de res­ponsabilidades familiares, pues su ausencia durante la licencia por maternidad –e in­cluso periodos de tiempo aún más largos– suele generar problemas organizacionales para los empleadores; y en algunos casos, dichos empleadores incluso terminan asu­miendo la carga financiera de pagar sueldos durante dichas ausencias [oit, 1997].

Históricamente, el enfoque de la oit ha estado compuesto por dos componen­tes. Primero, la organización ha enfatizado la importancia de respetar los derechos sexuales y reproductivos –incluso, el derecho de ser madre sin temer a la discrimi­

3 La oit ha adoptado dos convenios adicionales sobre la maternidad, que aumentaron los derechos concedidos en el Convenio Nº 3: Convenio 203 (1952) y Convenio 183 (2000). No han sido ratifica­dos por Colombia (ilo, 2001). Una lista de convenios ratificados por instrumento y país está dispo­nible en: http://www.ilo.org/public/spanish/standards/relm/ilc/ilc90/pdf/rep­iii­2.pdf. Última fe­cha de acceso: enero de 2014.

4 Bajo la legislación colombiana, la trabajadora está obligada a tomar una de las 14 semanas antes del parto y las otras 13 después del parto. En el caso de nacimientos prematuros, el periodo de 14 se­manas se puede aumentar por la diferencia entre la fecha de nacimiento programada y la fecha en que nace el hijo. En el caso de nacimientos múltiples, se extiende dos semanas la licencia por ma­ternidad.

44 • Natalia Ramírez Bustamante, Ana María Tribin Uribe y Carmiña O. Vargas

nación– al incluir a las mujeres en el mercado laboral. En segundo lugar, ha subra­yado la urgencia de generar mecanismos institucionales orientados a reducir a los empleadores los costos asociados con trabajadores que utilizan licencias por mater­nidad, con el fin de aminorar los potenciales efectos discriminatorios que enfrentan las trabajadoras al recibir una licencia por maternidad.

De hecho, igualdad por género en el empleo requiere que se trate a las mujeres y a los hombres como entidades substancialmente similares, que poseen capacida­des, potenciales y aspiraciones semejantes en cuanto a crecimiento personal y pro­fesional; individuos que –si cuentan con el mismo nivel de capacitación– sean tra tados de forma idéntica en términos de alcanzar los niveles de productividad más altos en un determinado puesto de trabajo. Lograr esta meta requiere eliminar costos económicos e institucionales diferenciadores que son capaces de incentivar a los empleadores a preferir candidatos masculinos por sobre los femeninos a la hora de contratar. De igual forma, y sin distingo en términos de edad, orientación sexual o estado civil, los trabajadores masculinos y femeninos deberían asumir las mismas cargas en términos de cuidar a los hijos, parientes y adultos mayores, y, es de espe­rarse que los trabajadores de ambos sexos requieran ciertos beneficios especiales destinados a permitir que se encarguen del cuidado de esos otros.5 En el caso pun­tual de los recién nacidos, ambos géneros deberían enfrentar la expectativa de con­tribuir al cuidado y bienestar del hijo, lo cual implica que porciones similares de licencias remuneradas deberían ser incluidas para ambos padres en la legislación respectiva. De otra forma, puede existir un incentivo por parte de los empleadores de intentar compensar los costos adicionales asociados con trabajadoras mujeres. Esto puede resultar en una decisión de no contratar a mujeres, contratar menos can didatos femeninos o despedirlas con más frecuencia que a sus contrapartes masculinas.

Para cuantificar los costos directos de las licencias por maternidad remunera­das en Colombia, Espino y Salvador (2014) utilizaron datos provenientes de encues­tas de hogar efectuadas en 2012.6 Los datos se presentan en el cuadro 1 y toman en cuenta el código laboral actual. Encontraron que el costo adicional anual a las em­presas en términos de licencias por maternidad remuneradas alcanzó 6.73% del suel­ do promedio anual femenino.7 Dicho costo adicional está directamente asociado con la provisión de licencias por maternidad y la contratación de un trabajador 5 En adición a políticas de licencias por maternidad varios países reconocen el derecho a una licencia

por cuidado infantil en casos de urgencias o enfermedades de larga duración sin que la persona tema perder el trabajo o algún porcentaje correspondiente de su sueldo.

6 Específicamente, utilizan la Gran Encuesta Integrada de Hogares (encuesta mensual en los hoga­res) y la Encuesta Nacional de Calidad de Vida, ambas efectuadas por el Departamento Adminis­trativo Nacional de Estadística (dane) en Colombia.

7 El costo anual de un trabajador sin licencia por maternidad es 100. Para una mujer con li cen cia por maternidad, el empleador debe cubrir 73.06% de su sueldo anual; mientras el suel do restante está cubierto por el sistema de seguridad social; 30.31% corresponde al suel do del trabajador reemplazan­te, mientras 3.37% corresponde al valor de una hora re munerada por día para amamantamiento durante 90 días posteriores a que la mujer se rein corpora al trabajo después de que la licencia por maternidad termina.

Maternidad y mercados laborales: el impacto de la legislación en Colombia • 45

reemplazante durante el tiempo involucrado. Sin embargo, existen otros costos im­portantes que asumen los empleadores, los cuales no se tomaron en cuenta para la preparación de este cálculo. Dichos costos se relacionan con los ajustes necesarios dentro de la empresa a causa de la falta de la trabajadora mientras está con licencia. Se trata de costos de publicar un aviso y buscar un trabajador sustituto adecuado, así como las pérdidas de productividad durante la capacitación y el periodo de ajus­te. Además, si el trabajador de reemplazo resulta ser menos productivo, existen aún más costos durante la licencia por maternidad. Desafortunadamente, medir este tipo de costos es bastante complejo porque no se dispone de datos adecuados.

Cuadro 1Costos laborales asociados con licencia por maternidad*

Costo laboral PorcentajeSueldo bruto 73.06Costo de trabajador reemplazante 30.31Licencia por amamantar 3.37Costo total 106.73

* Costos laborales anuales asumidos por el empleador para cada trabajadora que toma una licencia por maternidad o por amamantar. Los valores se refieren a un sueldo básico de 100.

Fuente: Espino y Salvador (2014), adaptadas por los autores.

Esto demuestra el impacto diferencial potencial de la maternidad sobre la em­pleabilidad de las mujeres, así como la repercusión de los códigos laborales diseña­dos a proteger la maternidad. En consecuencia, es sumamente importante examinar este tipo de intervención regulatoria a la hora de intentar comprender las diferen­cias por género que existen dentro de los mercados laborales; no obstante, el alcan­ce y la magnitud de su impacto aún no están del todo comprendidos. Nuestra investigación busca determinar el efecto de la última reforma legislativa en el ru­bro, la cual amplió la licencia por maternidad de 12 a 14 semanas (Ley 1468 del 2011), en términos de su impacto sobre el estado laboral de las mujeres. Creemos que un análisis de estas variables ayudaría a identificar algunos determinantes de empleo y desempleo femenino en Colombia. En consecuencia, y en una futura in­vestigación, creemos que estos factores podrían servir como punto de referencia para efectuar un análisis comparativo con mercados laborales que contienen con­textos económicos e institucionales que son similares a los de Colombia; es decir, casi todos los países de Latinoamérica y el Caribe.

Para comprender el cambio legislativo que ha ocurrido y su impacto en los resultados en el mercado laboral de las mujeres, utilizamos el efecto diferencial sobre las mujeres que están asociadas con distintas tasas de fertilidad producto de su edad. Es decir, comparamos las mujeres en edad de tener hijos (entre 18 y 30 años de edad) con aquellas entre los 40 y los 55 años. Estos dos grupos tienen tasas de fertilidad muy distintas. En consecuencia, la Ley 1468 impacta al grupo de mu­jeres entre 18 y 30 años, pero no al grupo entre 40 y 55 años de edad, quienes ya

46 • Natalia Ramírez Bustamante, Ana María Tribin Uribe y Carmiña O. Vargas

no se encuentran en el pico de su fertilidad. Utilizamos la técnica diferencias entre diferencias. Los resultados demuestran que, desde 2011, las mujeres en edad de tener hijos (grupo de tratamiento) experimentan peores resultados en el mercado laboral que el grupo de control (40­55 años de edad). Después del 2011, las mujeres del grupo de tratamiento tienen más probabilidades de enfrentar inactividad, infor­malidad y trabajo independiente respecto a sus contrapartes del grupo de control.

Exploramos la posibilidad de que nuestros resultados pudieran ser sesgados por un periodo de ajuste, o producto de algunas reacciones de ciclicidad, durante el lapso de la implementación de la ley en cuestión. Por lo tanto, efectua mos regresio­nes para excluir datos de una cantidad de meses antes y después de la implementa­ción de los cambios en la duración de la licencia por maternidad. También analizamos la posibilidad de que nuestros resultados fueran afectados por la com­posición de cohorte de ambos grupos. Así, empleamos las mis mas re gresiones exclu­sivamente para hombres y utilizamos un grupo de hom bres entre los 18 y los 30 años como grupo de control. Por último, usamos da tos provenientes de años ante­riores al tratamiento para estimar los efectos del tratamiento placebo. Demostra­mos que nuestros resultados son sólidos a través de grupos demográficos así como periodos de tiempo, lo cual sugiere un efecto causal de la ampliación de la licencia por maternidad.

Igual que Autor, Donohue y Schwab (2006), nuestro estudio no es un inten to por entregar un análisis universal sobre cada ley que abarca la protección por ma­ternidad. No evaluamos los potenciales beneficios que dichas leyes podrían pro­veer a los trabajadores ni al resto de la sociedad. El hecho de que existan algunos efectos sobre el mercado laboral para mujeres dentro del grupo de fertilidad alta sólo sirve para enfatizar la realidad de que protecciones legislativas siempre conlle­van costos concomitantes. Ofrecemos unas recomendaciones de política pública que, en nuestra opinión, corregirán las distorsiones causadas por la legislación; esto, para que las mujeres pueden aprovecharse de las 14 semanas de licencia por mater­nidad sin ser castigadas por el mercado laboral.

Este estudio está dividido en ocho secciones. La sección 2 contiene una re­visión de la literatura relevante. La 3 incluye un modelo estilizado que nos permite comprender los efectos de la protección de maternidad sobre el mercado laboral. La 4 describe los datos. La 5 es una explicación de la metodología empírica escogi­da. En la 6 presentamos nuestros resultados, mientras la sección 7 contiene las propuestas de políticas públicas, seguidas por la presentación de las conclusiones en la última sección.

Revisión de la literatura

La mayoría de los países en desarrollo e industrializados cuentan con alguna forma de licencia por maternidad que provee seguridad laboral a las mujeres durante el pe­riodo del parto. Sin embargo, existe un espectro muy amplio en términos del tiem po

Maternidad y mercados laborales: el impacto de la legislación en Colombia • 47

protegido para evitar el despido, la duración de la licencia por parto y la fuente de los fondos utilizados para pagar el sueldo de la trabajadora durante la licencia por maternidad (ilo, 2010). La licencia por maternidad en sí, es muy variable entre los países. Dependiendo del marco de protección, por ejemplo, algunos de los asun­tos sujetos a cambio incluyen: los criterios que el trabajador debe satisfa cer para ser beneficiario; la duración de la licencia; la decisión sobre si la licencia será remu­nerada o no (y, en el caso de licencias remuneradas, qué porcentaje del suel do será cancelado); la fuente de financiamiento, que puede ser el Estado, un sistema de se ­guros, un sistema mixto o la responsabilidad exclusiva del empleador; y la de cisión de si la madre quiere entregar una porción de su licencia al padre del hijo (ilo, 2010). Esta variedad entre países complica la comparación de resultados cuando uno intenta medir el impacto de la protección de maternidad en el mercado laboral femenino.8 En consecuencia, comparar el caso colombiano con otros contextos ins­titucionales en términos de resultados para mujeres en el mercado laboral requiere tener en cuenta dichas diferencias y sus correspondientes efectos.

Por lo que se refiere al impacto de la licencia por maternidad sobre el mercado laboral, Lai y Masters (2005) revisan el efecto de introducir licencias obligatorias por maternidad sobre la demanda de trabajadoras en Taiwán. Concluyen que, en el corto plazo, la licencia por maternidad tiene un impacto negativo sobre la situación económica de las mujeres pues reduce la probabilidad de que sean empleadas, así como sus sueldos. Gruber (1994) estudiaba los efectos sobre el mercado laboral es­tadounidense a raíz de las reformas legislativas que tuvieron lugar entre 1975 y 1978, las cuales obligaron a las empresas a incluir los costos de maternidad y el parto en los planes de seguro de salud para los empleados. El estudio encontró que existe una disminución significativa en términos de los sueldos pero no en los niveles de empleo. Un estudio más reciente sobre la relación entre la oferta de mano de obra femenina y las políticas diseñadas a favorecer la familia encontraron que entre 28 y 29% de la disminución en la participación laboral femenina en Estados Unidos, en comparación con otros países de la Organización para la Cooperación y el Desarro­llo Económicos (ocde), se correlaciona con la ausencia de las políticas favorables a la familia, incluyendo las licencias por paternidad y los permisos para trabajar jor­nada parcial (Blau y Kahn, 2013).

8 De hecho, los costos asociados con la maternidad varían de manera significativa si uno toma en cuenta todas las posibles combinaciones de los factores recién listados. Tomemos dos casos de ejemplo: en el primero, el empleado tiene derecho a 12 semanas de licencia por maternidad no re­munerada; pero para aprovechar dicho beneficio debe contar con al menos 1 250 horas de trabajo durante el año anterior con el mismo empleador. Ade más, el empleador sólo está obligado a respe­tar la licencia si la empresa cuenta con al menos 50 empleados. Esto es el caso en Estados Unidos según las provisiones del Family and Medical Leave Act of 1993 (Ley de Licencia Familiar y Médi­ca), que comprende una licencia por necesidad médica o dentro de la familia. En el segundo caso, el empleado tiene derecho a licencia por maternidad remunerada por un sistema de seguros por 14 semanas. No hay un mínimo número de horas de trabajo en términos de ser elegible para recibir beneficios y el empleador está obligado a pagar la licencia si el trabajador no está afiliado con un sistema de seguro; esto, sin tener en cuenta el número de empleados contratados por la empresa en cuestión. Tal es el caso de Colombia bajo la legislación actual.

48 • Natalia Ramírez Bustamante, Ana María Tribin Uribe y Carmiña O. Vargas

La investigación sobre el empleo y la maternidad en Colombia sugiere una conexión entre los costos de maternidad y los sueldos femeninos reducidos o tasas de participación laboral femenina reducidas. Estudios efectuados durante las dé­cadas de los setenta y los noventa intentaron determinar el impacto sobre la parti­cipación femenina laboral de los altos costos laborales causados por las licencias de maternidad, y concluyeron que parte de la reducida participación femenina en la población económicamente activa podría ser explicada como un efecto de los cos­tos adicionales específicos asociados al trabajo femenino relacionado con la ausen­cia de los trabajadores durante las licencias por maternidad (Forero de Saade, Cañón y Pineda, 1991; Junguito et al., 1970). Cabe destacar que algunos periodos analizados por estos investigadores coincidieron con la época en que Colombia no tenía un sistema de seguridad social. Sin embargo, desde 1975, los costos directos de las licencias por maternidad evolucionaron desde provenir de recursos propor­cionados expresamente por el empleador, hasta ser cubiertos por fondos prove­nientes de contribuciones realizadas por el empleador así como los trabajadores en un sistema de seguridad social. Más recientemente, Molinos (2012) evaluó el efecto de una decisión jurídica (C­470 de 1997) sobre la participación laboral femenina en Colombia. El fallo proveniente de la Corte Constitucional de Colombia invalida el despido y obliga a la reincorporación de trabajadoras embarazadas dentro de los tres meses posteriores al parto. Utilizando datos de la Encuesta Nacional de Hoga­res para los segundos trimestres de 1996, 1998 y 2000, Molinos (2012) encuentra que disminuyó la participación laboral femenina, sobre todo en el caso de las mu­jeres entre 15 y 29 años de edad.

Una importante línea de investigación dentro de la literatura –en términos de los efectos de las licencias por maternidad sobre las mujeres en el mercado laboral– analiza la probabilidad de las mujeres de reincorporarse al empleo, así como a los mismos sueldos, después del parto. Basado en estudios provenientes de varios paí­ses de Europa Occidental y Norteamérica, la evidencia empírica es mixta. En cuanto a los sueldos después del parto, algunas investigaciones encontraron que la li cen ­cia por maternidad disminuye los sueldos de las mujeres (Ruhm, 1998; Schönberg y Ludsteck, 2007), otros hallaron aumentos en los salarios (Rossin­Slater, Ruhm y Waldfogel, 2013), mientras que algunos más no encontraron correlación al guna al respecto (Baker y Milligan, 2008; Baum, 2003; Hashimoto et al., 2004).

Al analizar el regreso al trabajo después del parto, algunos estudios han iden­tificado que las mujeres son más propensas a volver al trabajo –con el empleador anterior o con otro–, si reciben una licencia por maternidad (Baker y Milligan, 2008; Baum, 2003; Rossin­Slater et al., 2013; Ruhm, 1998), mientras otros análisis solamente encontraron un mínimo o nulo efecto sobre el empleo (Baum, 2003; Hashimoto et al., 2004). Por último, una investigación sobre el caso de la Unión Europea reveló que las políticas públicas que extienden la cobertura de las licencias posparto a los padres del hijo y que aseguran acceso al cuidado infantil proveí­do por el Estado durante la infancia temprana, contribuyen a aumentar la parti­cipación laboral femenina (en la medida en que aseguran que la madre del hijo no

Maternidad y mercados laborales: el impacto de la legislación en Colombia • 49

aporta toda la carga de maternidad por sí misma) y a reducir la brecha salarial (Kamerman, 2000).

Otros investigadores han estudiado los efectos de las leyes que garantizan la seguridad laboral de trabajadores contratados. Autor et al. (2006), en su revisión de los efectos de la protección laboral en Estados Unidos, encontraron que las normas sobre despidos injustos reducen las tasas de empleo entre 0.8 y 1.7 % y que el im­pacto inicial es más significativo para trabajadores menos educados y mujeres. El estudio indica que las leyes que protegen a los trabajadores deberían ser acompaña­das por otras leyes diseñadas para mitigar las distorsiones en el mercado. En el contexto de medidas concebidas para otorgar un entorno laboral adecuado a los trabajadores con desaf íos f ísicos, Acemoglu y Angrist (2001) encontraron que la reforma legislativa llamada Americans with Disabilities Act (ada) tuvo un efecto negativo sobre la tasa de empleo de hombres con discapacidad de todas las edades económicamente activas, así como sobre la tasa de mujeres menores de 40 años. Además, descubrieron poca evidencia de un impacto sobre la población de trabaja­dores sin discapacidades, lo cual sugiere que las consecuencias la bo rales negativas de esta reforma legislativa estadounidense se localizan expresamente dentro del grupo ostensiblemente protegido. Jolls y Prescott (2004) evaluaron varios aspectos del impacto del ada sobre los mercados laborales. Sus resultados tienden a apoyar una correlación causal entre ada y la disminución de 10% en la tasa de empleo de las personas con discapacidad en los años inmediatamente posteriores a la intro­ducción de la ley en estados en los cuales el requerimiento de acomodaciones razo­nables de dicha ley constituía una innovación; es decir, en com paración con los estados en donde un requerimiento similar ya existía en la legislación estatal antes de la introducción de la reforma federal.

Otra importante línea de investigación intenta determinar si existe discrimi­nación laboral por maternidad. Dichos estudios buscan establecer si, a la hora de contratar, los empleadores discriminan contra las mujeres y si están menos dis­puestos a contratarlas por creencias sociales asociadas con la maternidad, o si las mujeres enfrentan una desventaja salarial correlacionada con la maternidad. Cuddy, Fiske y Glick (2004) demuestran que describir como madre a un consultor resulta en evaluaciones que indican que es menos competente; es decir, en comparación con un perfil que indica que el mismo individuo es una mujer sin hijos. De manera similar otras investigaciones indican que gerentes visiblemente embarazadas son ca­lificadas como menos comprometidas con su trabajo, menos confiables y con me­nos habilidades asociadas con el liderazgo; asimismo, las clasifican como más cálidas, más emocionales y más irracionales que otros gerentes que cuenten con el mismo conjunto de habilidades, pero que a simple vista no están embarazadas (Corse, 1990; Halpert, Wilson y Hickman, 1993).

Correll y Bernard (2007) analizan la hipótesis de que la llamada sanción por maternidad en las evaluaciones de rendimiento laboral y la eficacia de las mujeres, así como los sueldos más bajos que reciben, se deben al menos en parte al rol cul­tural de la maternidad, lo cual está percibido como incompatible con las calidades

50 • Natalia Ramírez Bustamante, Ana María Tribin Uribe y Carmiña O. Vargas

asociadas con un “trabajador ideal” definidas en términos culturales. Esto resulta en que los evaluadores, quizás inconscientemente, califican a las madres como me­nos competentes y menos comprometidas con sus trabajos. En ambos estudios (ex­perimental y de auditoría), los participantes evaluaron las postulaciones de un par de candidatos del mismo género e igualmente calificadas para el cargo al cual pos­tulaban; es decir, la única diferencia se trataba de su estado parental.9 Los investiga­dores encontraron que las madres fueron sancionadas a causa de su supuesto menor nivel de competencia laboral. Las madres fueron evaluadas como teniendo menos conocimientos que las mujeres sin hijos y menos comprometidas con su propio desarrollo profesional. Además, sus evaluadores recomendaron sueldos ini­ciales menores en comparación con sus recomendaciones para las mujeres sin hi­jos. Esto también resultaba en que quienes eran madres eran calificadas como significativamente menos merecedoras de un ascenso; además, recibieron menos recomendaciones para ocupar cargos directivos. En comparación, los hombres no sufrieron un impacto negativo. Al contrario, fueron categorizados como más com­prometidos con sus trabajos que sus contrapartes masculinas sin hijos y recibieron sueldos iniciales significativamente más altos que sus colegas masculinos sin hijos.

Los estudios sobre Colombia han establecido una relación entre la maternidad y una sanción salarial femenina (Badel y Peña, 2010; Olarte y Peña, 2010), así como una tasa más alta de desempleo y subempleo femenino (Peña­Parga y Glassman, 2004; Peña et al., 2013). Por ejemplo, se ha sugerido que los costos globales de con­tratar mujeres son mayores que los de contratar hombres. Esto puede explicar las mayores probabilidades de que los empleadores contraten varones, así como la tasa de empleo masculino más alta dentro del mercado laboral formal. Mientras el sis­tema de seguridad social cubre el sueldo de un empleado con licencia, el empleador está obligado a pagar las contribuciones mensuales de seguridad social del rempla­zo del trabajador. Así es que el empleador realiza un pequeño pago doble como contribuciones de seguridad social para el empleado con licencia y para quien lo reemplaza.10 En esta misma línea, el aumento en los costos no económicos globales asociados con reclutar a las mujeres está vinculado con al menos tres causas. La primera se trata del costo organizacional relacionado con el proceso de reemplazar al trabajador con licencia.11 El segundo tipo de costo tiene que ver con prejuicios del empleador respecto a las responsabilidades de la maternidad y la crianza de los hijos, las cuales se piensa crean un conflicto entre compromiso laboral y responsa­bilidades familiares; aunque evidentemente esto solamente se aplica al trabajador femenino y no a su contraparte masculina. En tercer lugar, la prestación de mater­

9 La única pista incluida en la postulación era la mención de que el candidato era miembro de un consejo de padres en una institución educativa.

10 En Colombia, las contribuciones de seguridad social mensuales –en este caso, pagadas a un seguro de salud– representan 12.5% del sueldo mensual; es decir, 8.5% pagado por el empleador y 4% por el trabajador. En casos donde el empleador duplica dichas contribuciones para cubrir al trabajador con licencia y a su reemplazo, el empleador paga 8.5% adi cional del sueldo mensual de este último.

11 Véase la Introducción.

Maternidad y mercados laborales: el impacto de la legislación en Colombia • 51

nidad –es decir, la prohibición de despedir a mujeres embarazadas, que en prome­dio cubre doce meses y medio (nueve meses del embarazo y tres meses y medio para la licencia por maternidad)– limita la capacidad del empleador de despedir trabajadoras embarazadas mientras enfrenta presiones en términos de la demanda de los productos o servicios de su empresa. De hecho, hay que justificar y luego autorizar el despido de cualquier trabajadora embarazada frente a un inspector la­boral; todo esto aumenta los costos administrativos en comparación con los costos de despedir a un trabajador masculino. El efecto agregado de estas tres causas, en­tre otros costos, puede correlacionarse con una menor demanda de trabajadoras dentro del mercado laboral formal (Ramírez, 2008).

Otras investigaciones sugieren que, producto de la antemencionada dinámica –agravada por la oferta restringida de los servicios de cuidado infantil y cuidado de adultos mayores– las mujeres, a pesar de contar con un nivel más alto que los hom­bres en términos de logros educativos, son más propensas a trabajar dentro de la economía informal, además de que se ven más afectadas por el desempleo estruc­tural (Peña­Parga y Glassman, 2004).

Modelo teórico

La legislación sobre las licencias de maternidad es conocida como una variedad de mandatos de acomodación, donde los beneficiarios tienen derecho a un conjunto de acomodaciones diseñadas para facilitar su participación en un entorno social o económico. La característica de estos mandatos es que se aplican a un grupo clara­mente identificable. En general, este tipo de legislación se utiliza en combinación con normas antidiscriminatorias, y sus consecuencias sobre el mercado laboral de­penden de la manera en que impacta la oferta y la demanda laboral así como de los incentivos impuestos por normas antidiscriminatorias. Por lo tanto, a la hora de analizar la eficiencia de estas políticas, hay que tomar en cuenta tanto sus repercu­siones sobre los sueldos como en el empleo.12

En el presente estudio, utilizamos un modelo estilizado para explorar las con­secuencias de obligar a los empleadores a ofrecer licencias de maternidad a sus tra­bajadoras. En términos de dicho modelo, seguimos de forma muy cercana el mo delo utilizado por Acemoglu y Angrist (2001); es decir, un modelo estándar competitivo con dos tipos de trabajadores: hombres y mujeres. El objetivo es analizar cómo las licencias por maternidad pueden reducir el nivel de empleo de las mujeres a medi­da que incrementan el costo de su contratación. Se expresa la función de la oferta laboral femenina con la función nƒ(wƒ), mientras que la de los hombres es nm(wm ), donde wi representa el sueldo recibido por tipo de trabajador i,i = ƒ,m. Las funciones

12 Summers (1989) constituye una contribución fundamental a la literatura que analiza los efectos globales de mandatos dirigidos a los trabajadores sobre los resultados laborales. Otra contribución significativa es el estudio de Jolls (2000), que adapta el marco utilizado por Summers en un análisis de los mandatos de acomodación.

52 • Natalia Ramírez Bustamante, Ana María Tribin Uribe y Carmiña O. Vargas

ni(.) representan aumentos en sueldos. Todos los trabajadores tienen vidas infinitas, son neutrales al riesgo y poseen un factor de descuento β<1.

Hay una cantidad Z de empresas dentro del mercado laboral que nunca existi­rán, junto a un número suficientemente grande de potenciales empresas que podrían entrar si pagan el costo Γ.13 Esta hipótesis nos permite caracterizar un mercado con una libre entrada de empresas (cuando Z→0), así como un mercado donde la can­tidad de empresas es fija (Z>0 y Γ→∞). Cada empresa es neutral al riesgo y des­cuenta el futuro a la tasa β. Cada empresa tiene acceso a la función productiva G(Mt’ e*Ft), donde Mt es el número de trabajadores masculinos en el mo mento t, Ft es el número de trabajadores femeninos en el momento t, y e≤1 es la eficiencia re­lativa de trabajadores femeninos en función de las percepciones dentro de la em­presa. Esta característica incluye el caso en que las empresas discriminan contra las mujeres por preferencia (gusto), como en el estudio de Becker (1971). La función G(.) demuestra rendimientos decrecientes a escala.

En cada periodo t, hay una probabilidad s de que la productividad de un traba­jador en su actual empresa caiga a cero. Éstos son impactos por la combinación trabajador­empresa que denominamos choques de compatibilidad. Por lo tanto, cantidades Ft y Mt en G sólo incluyen los trabajadores que no experimentan el choque de compatibilidad. Una trabajadora (mujer) despedida puede demandar a la empresa con la probabilidad qƒ de recibir una recompensa que implica un costo φƒ para la empresa. Para un trabajador (hombre), los valores son qm y φm , respec­tivamente. Por lo tanto, el valor esperado de despedir a un trabajador es ƒi=qi*φi. Consideramos el caso simple en que el costo ƒi es pagado por la empresa, pero no es recibido por ningún otro agente económico. Asumimos que (1–β)ƒi<wi , de modo que para la empresa es óptimo despedir la fracción s de sus empleados quie­nes reciben el choque de compatibilidad negativo.

Según la legislación actual en esta economía, las empresas están obligadas a proveer licencias por maternidad. Dicha licencia se entrega exclusivamente a las trabajadoras embarazadas que luego dan a luz, lo cual ocurre con la probabilidad δ por trabajador femenino. Esta probabilidad captura los datos sobre el porcentaje de trabajadoras fértiles, así como las tasas de fertilidad por cohorte de edad.14 La em­presa está obligada a pagar un costo C por cada trabajador femenino que toma una licencia por maternidad. Esta hipótesis intenta capturar los costos de reclutar y capacitar a un trabajador que reemplace a la mujer con licencia por maternidad, así como los ajustes organizacionales y productivos y otros costos en los que se incurre durante el periodo de la licencia.

13 Z representa el número mínimo de empresas activas en el mercado que experimentarían beneficios no negativos en un estado de equilibrio, de modo que para una empresa potencial el costo de entrar es mayor que las potenciales ganancias si entra.

14 En nuestro ejercicio empírico, esta probabilidad sería determinada por el porcentaje de mujeres entre los 18 y los 30 años de edad, con sus respectivas tasas de fertilidad, respecto de la población de mujeres entre 44 y 55 años de edad con sus tasas de fertilidad.

Maternidad y mercados laborales: el impacto de la legislación en Colombia • 53

Sin embargo, otorgar una licencia por maternidad también genera beneficios para la empresa. La literatura que estudia los efectos de conceder licencias por ma­ternidad sobre las decisiones laborales de las mujeres ha encontrado que quienes toman este tipo de licencias son más propensas a reincorporarse al empleo después de cumplir la licencia por maternidad. Retener a un empleado que ya cuenta con conocimiento específico sobre la empresa es un beneficio para la empresa. Además, existe una hipótesis de que las empresas que otorgan licencias por maternidad son más proclives a atraer mujeres que son más calificadas y están más comprometidas a permanecer en el mercado laboral.15 En este modelo, medimos estos beneficios al asumir que cada empleada (sin perjuicio de su estado reproductivo, en términos de estar embarazada) aumenta los ingresos brutos de la empresa por cantidad B.

La legislación obliga a los empleadores a conceder licencias por maternidad. En el caso C<B, las empresas las otorgarían de forma voluntaria incluso si no exis­tiera dicha legislación. El hecho de que el Estado lo requiera sugiere que, en gene­ral, C>B.

El problema de maximización para una empresa en el momento t=0 se pue de expresar como max [ft’ mt]π Σ , donde F–1=M–1=0. La primera línea del problema de maximización es igual a los ingresos menos los costos salariales. La segunda lí­nea introduce los costos de maternidad así como de terminar contratos laborales.

Cuando Ft=Ft–1 y Mt=Mt–1, el número de trabajadores es estable a través del tiempo y la empresa contrata sFt–1 mujeres y sMt–1 hombres para reemplazar a los empleados despedidos durante el periodo anterior.

El hecho de que los costos sean lineales y de que no exista ninguna incerti­dumbre agregada tiene el siguiente resultado: las empresas se ajustan a los niveles de estado estable de forma inmediata. Para cada periodo, Mt=M, Ft=F, wm,t=wm y wƒ,t=wƒ .

Los niveles de equilibrio del empleo y de los sueldos deben satisfacer los dos siguientes escenarios:

∂G(M,eF)=wƒ+δC–B+βsƒƒ ∂F

∂G(M,eF)=wm+βsƒm ∂M

Para determinar el equilibrio, impusimos la condición de que el mercado se va­cía en el caso de los hombres; es decir, nm (zM)=wm donde z es la cantidad de em pre­sas en equilibrio. Se determina este número mediante las condiciones π≤Γ y z≥Z las cuales se satisfacen o porque las ganancias son equivalentes a los costos de entrada o porque no hay entradas y el número de empresas (z) es equivalente al mínimo (Z).

15 Véase, entre otros, Berger y Waldfogel (2004); Desai y Waite (1991); y Leibowitz, Klerman y Waite (1992).

–1

∞t=0

54 • Natalia Ramírez Bustamante, Ana María Tribin Uribe y Carmiña O. Vargas

Los sueldos percibidos por mujeres se expresan como wƒ=max{nm (zM),ŋwm} , donde ŋ es equivalente a un parámetro donde las iniciativas diseñadas a asegura igualdad salarial por género tienen un alto nivel de cumplimiento. Cuando no hay restricciones a los sueldos de las mujeres ŋ=0, de modo que están en su curva de oferta; lo más probable es, en realidad, ŋє(0.1).

Con base en las condiciones de equilibrio, concluimos lo siguiente:

1. La legislación sobre licencias por maternidad parece haber aumentado ƒƒ bastante más que ƒm . Al parecer, esto se correlaciona con varios factores. En primer lugar, la probabilidad de que una empresa se vea involucrada en una demanda al terminar el contrato de una trabajadora embarazada au­menta; además, incurrirá en costos para comprobar que la trabajadora no fue despedida por estar embarazada. Segundo, dicha legislación aumenta la cantidad de compensación en el caso de que la trabajadora reciba un fallo judicial a su favor. Además, los costos de contratar mujeres aumenta por δC–B. En consecuencia, se estima que es más probable que la legislación sobre licencias por maternidad reduzca las tasas de participación laboral femenina, así como los sueldos de las mujeres en el mercado laboral.

2. Exigir paridad salarial por género16 (es decir, ŋ>0; y probablemente muy cerca de un valor de 1) podría haber resultado en sueldos más altos para las mujeres en comparación con el sueldo que equilibraría su mercado, gene­rando desempleo involuntario femenino (al quedarse fuera de su respectiva curva de oferta). La exigencia de paridad salarial también interactúa con los costos de despedir trabajadores, así como los costos de las licencias por maternidad, al impedir que los sueldos se reduzcan para compensar dichos costos. Todo lo anterior tiene el efecto de reducir aún más los niveles de empleo femenino.

3. Partiendo de una situación en que z>Z y π=Γ, si la legislación resulta en una disminución de las ganancias de la empresa, esto podría causar que algunas empresas salieran del mercado; una dinámica que disminuiría los niveles de empleo así como los sueldos de ambos sexos. En términos más genera­les, el contraste entre los casos de entrada libre y una cantidad fija de em­presas sugiere que la legislación reduce aún más los niveles de empleo femenino en las empresas o sectores en donde las ganancias ya se encuen­tran bastante cercanas a los costos de entrada; en este caso, quizá se trate de las empresas más pequeñas.

La revisión teórica concluye que el efecto neto de la legislación sobre licencias por maternidad depende de cuál es la exigencia que se prioriza: licencias por ma­ternidad o igualdad salarial. Es muy probable que los costos por las licencias por

16 El artículo 14 del Código Sustantivo del Trabajo de Colombia es un mandato de este tipo (a trabajo igual pago igual).

–1

Maternidad y mercados laborales: el impacto de la legislación en Colombia • 55

maternidad y los costos por despidos disminuyan los niveles de empleo. Si la exi­gencia de proveer igualdad salarial no se aplica de forma efectiva, el equilibrio ocu­rre en la curva de oferta de ambos géneros; y, además, la reducción en los niveles de empleo estaría acompañada por una reducción en los sueldos de las mujeres. Sin embargo, en la práctica, las exigencias de ofrecer licencias por maternidad generan desempleo involuntario para las mujeres.

En este modelo, asumimos que ni(wi) representa las curvas de oferta laboral por cada tipo de trabajador, i=m,ƒ. En este sentido, el efecto inicial de otorgar licen­cias por maternidad es un aumento en los niveles de desempleo involuntario feme­nino. No obstante, es muy probable que en un análisis general de equilibrio el aumento en el desempleo disminuya los incentivos para la participación femenina en el mercado laboral, con una concomitante disminución en la curva de oferta. Por lo tanto, el efecto final de la legislación es aumentar la tasa de inactividad labo­ral de las mujeres.

Datos

En este estudio, utilizamos datos mensuales provenientes de la Gran Encuesta In­tegrada de Hogares (geih) para el periodo enero de 2009 a septiembre de 2013. La encuesta fue efectuada por el Departamento Administrativo Nacional de Estadísti­ca (dane) y constituye la fuente principal de información sobre el mercado laboral en Colombia; provee datos sobre la escala y la estructura de la fuerza laboral, así como sobre las características individuales y de los hogares tales como, entre otros, género, educación, edad, estado civil. Los periodos de base para nuestro análisis son enero de 2009­junio de 2011 (preperiodo), así como julio de 2011­septiembre de 2013 (posperiodo).

La población que estudiamos está constituida por encuestados de las 13 zonas metropolitanas cubiertas por la geih.17 El cuadro 2 muestra que nuestra base de da tos contiene información de 1 775 007 de individuos para todo el periodo de aná­lisis. El total de observaciones se reduce a 947 844 cuando la muestra está restrin­gida exclusivamente a las mujeres, y cuando sólo se consideran las edades que comprenden los grupos de tratamiento y control. De esta manera, terminamos con una muestra de 411 724 individuos. Al seleccionar solamente un grupo específico de individuos, intentamos desenredar el efecto de la ampliación de la licencia por maternidad sobre resultados laborales para mujeres en edades fértiles.

17 Las trece zonas metropolitanas son Barranquilla, Bogotá, Bucaramanga, Medellín, Cali, Car tagena, Cúcuta, Ibagué, Manizales, Montería, Pasto, Pereira y Villavicencio.

56 • Natalia Ramírez Bustamante, Ana María Tribin Uribe y Carmiña O. Vargas

Cuadro 2Reducción de muestreo

Muestra Total de observaciones 2009-2013

Total de datos 1 775 007

Sólo mujeres 947 844

Por grupo de edad:

18­30 214 23740­55 197 487

Fuente: dane y cálculos de los autores.

El cuadro 3 muestra la distribución de nuestros grupos de tratamiento y con­trol para cada estado de fuerza laboral. La mayoría de los desempleados (72%) per­tenece al grupo de tratamiento. Entre quienes tienen empleo, la mayoría trabaja dentro del sector informal o son trabajadores independientes y pertenece al grupo de control (55% y 65%, respectivamente). Además, el porcentaje de trabajadores inactivos es más alto dentro del grupo de control (55%).

Cuadro 3Distribución de las variables del mercado laboral

entre los grupos de tratamiento y control*2009-2013

Entre 18 y 30 años Entre 40 y 55 añosFuerza laboral (%) 50.91 49.09

Con empleo 46.53 53.47Informal 44.07 55.93Autoempleo 34.34 65.66

Desempleo 72.34 27.66Inactividad (%) 54.79 45.21

Falta de actividad en términos de buscar empleo 31.52 68.48

* Cálculos ponderados por factores de expansión.

Fuente: dane y cálculos de los autores.

El cuadro 4 contiene algunas estadísticas descriptivas para mujeres dentro de la fuerza laboral así como sus contrapartes inactivas, las cuales son desagregadas por grupo de tratamiento y por grupo de control. Las mujeres del grupo de trata­miento que son parte de la fuerza laboral reportan niveles de educación primaria más altos en una proporción mayor que sus contrapartes inactivas provenientes de dicho grupo de tratamiento. Por lo tanto, es importante controlar esta variable, dado que se espera que la educación fomente y facilite la participación activa en el mercado laboral. Las mujeres inactivas del grupo de tratamiento informan vivir con una pareja con más frecuencia que sus contrapartes dentro de la fuerza laboral.

Maternidad y mercados laborales: el impacto de la legislación en Colombia • 57

Por último, las mujeres inactivas entre los 18 y los 30 años son más propensas que sus contrapartes dentro de la fuerza laboral a vivir en hogares con niños menores de 12 años. En resumen, es razonable inferir que la inactividad de mujeres en el grupo de tratamiento puede explicarse en parte por características individuales –las cuales son utilizadas como controles en nuestro estudio– que corresponden a atri­butos menos valorados en el mercado laboral.

Cuadro 4Características de los grupos de tratamiento y de control

en la fuerza laboral y en la inactividad, 2009-2013*Inactividad (%) Fuerza laboral (%)

18-30 40-55 18-30 40-55Educación

Ninguna 3.95 9.40 0.51 3.95Primaria 10.70 36.94 7.21 27.89Secundaria 78.85 45.05 69.09 41.80Educación superior 6.51 8.60 23.22 26.36

Estrato económico1 30.12 21.59 23.52 19.952 36.37 38.16 40.02 36.553 23.05 29.65 27.10 29.484 6.70 6.96 6.26 8.745 2.57 2.37 2.10 3.386 1.18 1.28 1.00 1.90

Estado civilNo vive con pareja 54.03 29.28 62.43 46.38Vive con pareja 45.97 70.72 37.57 53.62

Cantidad de hijosNinguno 35.69 54.05 37.33 56.441 o 2 hijos 52.99 40.81 53.72 39.613 o más hijos 11.33 5.14 8.95 3.95

* Cálculos ponderados por factores de expansión.

Fuente: dane y cálculos de los autores.

El cuadro 5 contiene las estadísticas descriptivas generales para la muestra global. La edad promedio es 35 años, mientras el estrato económico se encuentra entre 2 y 3; en promedio, hay un niño menor de 12 años por hogar, y en promedio las mujeres cuentan con algún nivel de educación secundaria.

58 • Natalia Ramírez Bustamante, Ana María Tribin Uribe y Carmiña O. Vargas

Cuadro 5Estadísticas descriptivas de las variables de control, 2009-2013

Variable Promedio Desviación estándar Intervalo

Años de educación 10.16 4.13 0 – 26

Edad 34.96 12.35 18 – 55

Estrato económico 2.32 1.07 1 – 6

Hijos por hogar, <12 años 0.86 1.04 0 – 12

Cantidad de personas en hogar 4.32 1.98 1 – 22

Fuente: dane y cálculos de los autores.

Metodología empírica

La legislación sobre las licencias por maternidad debería tener un impacto más significativo en las mujeres del grupo de edad de alta fertilidad que en aquellas del grupo de edad de baja fertilidad. Esto se debe a una percepción generalizada en la sociedad relativa a que una mujer en edad de alta fertilidad tiene probabilidades muy elevadas de quedar embarazada en el futuro cercano. Los empleadores tien­den a considerar los efectos de dicha percepción a la hora de calcular el costo espe­rado de contratar una mujer que proviene de este grupo.

Por lo tanto, nuestra metodología empírica utiliza un grupo de tratamiento constituido por mujeres entre 18 y 30 años de edad, mientras el grupo de control contiene mujeres entre 40 y 55. Para estimar el efecto de la ampliación de la licencia por maternidad sobre los resultados en el mercado laboral, comparamos los resul­tados de los grupos de tratamiento y de control durante el periodo posterior a la entrada en vigor de la legislación con aquéllos provenientes del periodo previo al inicio de dicha reforma legislativa.18

El cuadro 6 muestra las diferencias en tasas de fertilidad para mujeres prove­nientes de los grupos de tratamiento y de control según los datos reportados por el dane en Colombia, durante el periodo analizado (2009­2013). Las tasas de fertili­dad para el grupo de tratamiento suelen ser alrededor de 11.5%, mientras que las ta­sas del grupo de control son de aproximadamente 1.18%. La brecha entre estas dos tasas nos permite tener dos grupos comparables, de los cuales sólo uno es afectado por la reforma legislativa en cuestión.19

18 El grupo de control incluye mujeres de 40 años de edad y mayores para asegurarse de que no se en­contraban dentro del grupo de tratamiento en ningún momento del periodo de tiempo analizado.

19 Los resultados de nuestro modelo empírico son robustos en términos de los cambios en la compo­sición del grupo de fertilidad alta. Por ejemplo, los resultados se mantienen fijos para un grupo de tratamiento constituido por mujeres entre los 25 y los 30 años de edad, así como para un grupo con mujeres de entre 25 y 35 años.

Maternidad y mercados laborales: el impacto de la legislación en Colombia • 59

Cuadro 6Tasas de fertilidad, por grupo de edad

Periodo Grupos de edad

20-24 25-29 30-34 35-39 40-44 45-491985­1990 0.17 0.15 0.12 0.08 0.03 0.00 3.341990­1995 0.16 0.14 0.11 0.07 0.03 0.00 3.141995­2000 0.15 0.13 0.10 0.06 0.02 0.00 2.862000­2005 0.14 0.12 0.09 0.05 0.02 0.00 2.602005­2010 0.13 0.11 0.08 0.05 0.02 0.01 2.452010­2015 0.12 0.11 0.08 0.05 0.02 0.01 2.352005­2015, promedio 0.12 0.11 0.08 0.05 0.02 0.01 2.40

Fuente: dane y cálculos de los autores.

Para comprender el impacto de la ampliación de la licencia por maternidad sobre el grupo de mujeres en el grupo etario de fertilidad alta, ponemos el siguien­te modelo empírico:

yi=γ0+γ1treatedi+γ2law2011+γ3treated*law2011+ΓXi+θt+εi (1)

donde yi representa variables como actividad laboral, desempleo e informalidad, entre otros. La variable treatedi es una variable simulada que toma el valor de 1 si la mujer se encuentra entre 18 y 30 años de edad, y 0 si se encuentra entre 40 y 55. La variable law2011 toma el valor de 1 para cada mes después de julio de 2011, mes en que la reforma legislativa fue puesta en marcha; y controla por choques comu­nes que impactan los resultados laborales de mujeres provenientes del grupo de alta baja fertilidad así como de baja fertilidad después de julio de 2011.

Para controlar el sesgo generado por las diferencias en las características entre los dos grupos que podrían explicar las diferencias en las tasas de participación así como en las decisiones de empleo, incluimos variables predictivas en el modelo que nos permitieran controlar por características observables y ayudar a resolver dicho sesgo. En el vector de variables predictivas Xi , utilizamos edad, edad cuadrada, tres variables indicadoras (si la mujer posee un máximo de educación secundaria, si ella vive con una pareja o no, y si ella es la cabeza de familia), el número de menores de edad en el hogar, la cantidad total de individuos dentro del hogar, y el estrato eco­nómico del hogar según la cuenta energética mensual. También controlamos por efectos fijos por zona de residencia, año y mes. Es posible que los choques estacio­nales impacten a los trabajadores más jóvenes de manera distinta que a los trabaja­dores mayores. Para controlar esto, incluimos una interacción entre el mes y el indicador de pertenencia al grupo de tratamiento (treated). Todas las estimaciones se ponderan por proporción de residentes dentro de la zona entre 18 y 65 años de edad durante el año.

Tasa global

60 • Natalia Ramírez Bustamante, Ana María Tribin Uribe y Carmiña O. Vargas

Nos interesa el coeficiente de interacción γ3, lo cual sirve para indicar si la le­gislación –en términos diferenciales– repercutió en las mujeres dentro del grupo de tratamiento.

Con el modelo econométrico anterior, proponemos explorar los efectos sobre el mercado laboral de ampliar dos semanas la licencia por maternidad, las cuales equivalen a 17% de aumento en términos del periodo de la licencia. Estimamos las ecuaciones mediante un análisis de regresión probit, excepto en el caso de los suel­dos donde utilizamos una regresión de mínimos cuadrados ordinarios (ols).

Resultados

En esta sección reportamos los resultados de nuestros ejercicios de estimación. In­formamos los coeficientes probit (o ols para los sueldos) y los correspondientes efec tos marginales para la interacción treated*law2011.20 Los efectos margina ­ les in formados en el texto principal se calcularon para una mujer21 en el grupo de tratamiento que vivía en Bogotá en junio de 2012, no tenía pareja, no es la cabeza de familia, y (i) tiene un mínimo de educación secundaria, o (ii) tiene un máximo de edu cación secundaria. Estos dos efectos, junto a los otros seis que comprenden todas las otras combinaciones, se informan en los cuadros de los apéndices.

En nuestro escenario de línea de base, el grupo de tratamiento corresponde a mujeres entre los 18 y los 30 años, y el grupo de control a mujeres entre los 40 y los 55 años. El periodo pretratamiento es de enero de 2009 hasta junio de 2011, mien­tras el postratamiento comprende de julio de 2011 a septiembre de 2013.

En la primera columna del cuadro 7, informamos los resultados al analizar la probabilidad de inactividad. La variable dependiente es una variable ficticia que toma el valor de 1 si el individuo indica que no está incorporado en la fuerza labo­ral; mientras toma el valor de 0 si éste no es el caso.22 Los resultados revelan que, si se amplían las licencias por maternidad, la probabilidad de enfrentar la inactividad

20 El cálculo e interpretación de los efectos marginales para interacciones en los modelos no lineares debe tomar en cuenta las derivadas cruzadas de las probabilidades pronosticadas. Para más infor­mación sobre este tema véase Ai y Norton (2003) así como Norton, Wang y Ai (2004).

21 Se estiman los efectos marginales para una mujer en el grupo de tratamiento mediante el muestreo. La mujer en cuestión tiene 23.87 años de edad, vive en un hogar compuesto por 4.51 miembros y 1.07 niños, su estrato económico es 2.27, y vivía en Bogotá en junio de 2012. Puede vivir con pareja o sin ella, ser la cabeza de familia o no, y contar con logros educacionales bajos. Combinar todas estas posibilidades nos da un total de ocho efectos marginales.

22 Se clasifica al individuo como inactivo si responde afirmativamente a cualquiera de las siguientes declaraciones: 1. Incapacidad f ísica. 2. No quiere trabajo remunerado ni establecer una empresa. 3. Quiere trabajar, pero no ha tomado ninguna acción en términos de buscar un trabajo o iniciar un negocio porque: a) el individuo en cuestión indica que es demasiado joven o demasiado mayor para tener empleo; b) responsabilidades familiares; c) problemas de salud; d) estudiante de tiempo com­pleto; e) otros. 4. Después de haber terminado su último trabajo, no ha hecho nada para buscar otro trabajo o iniciar un negocio. 5. Durante los últimos 12 meses no ha hecho nada en términos de buscar otro trabajo o iniciar un negocio. 6. No está disponible para trabajar.

Maternidad y mercados laborales: el impacto de la legislación en Colombia • 61

aumenta de forma significativa para mujeres en el grupo etario de fertilidad alta. La estimación de efectos marginales,23 presentada en el cuadro 7a, indica que en el caso de mujeres con menos de educación secundaria, la probabilidad de inactivi­dad aumenta 0.9%. Si la misma mujer cuenta con educación mayor a secundaria, su probabilidad de inactividad aumenta 0.7%. En general, y permaneciendo constan­tes las demás variables, el aumento en la probabilidad de inactividad es mayor para las mujeres (i) con logros educativos bajos, (ii) que viven con una pareja, y (iii) que no son cabezas de familia.

Variable dependiente

(1)Inactividad

(2)Desempleo

(3)Informalidad

(4)Autoempleo

(5)Log de sueldo

real

treated*Law2011 0.028***(0.008)

­.014(0.012)

0.022*(0.011)

0.018*(0.011)

­.005(0.007)

Panel A. Al eliminar los dos meses previos y los dos posteriores a la promulgación de la ley

treated*Law2011 0.029***(0.009)

­.014(0.012)

0.022*(0.011)

0.022*(0.011)

­.005(0.007)

Panel B. Al eliminar los dos meses previos y los cuatro meses posteriores a la promulgación de la ley

treated*Law2011 0.033***(0.009)

­.019(0.012)

0.020*(0.012)

0.021*(0.011)

­.004(0.007)

Panel C. Al eliminar los dos meses previos y los seis meses posteriores a la promulgación de la ley

treated*Law2011 0.039***(0.009)

­.018(0.012)

0.022*(0.012)

0.022*(0.011)

­.004(0.008)

Observaciones R2 0.080 0.073 0.170 0.068 0.348

409.055 290.662 240.285 241.409 127.780

ControlesCaracterísticas personales Sí Sí Sí Sí SíCaracterísticas del hogar Sí Sí Sí Sí SíEfectos en tiempo fijo Sí Sí Sí Sí Sí

Estos resultados apoyan nuestra hipótesis, sugerida por el modelo presentado en la sección 3 del presente estudio, la cual propone que los empleadores son me­

23 Se informa sobre estos efectos marginales, junto a los otros seis efectos restantes, en el apéndice A. En el apéndice B reportamos los efectos marginales estimados para las 13 áreas metropolitanas. Todos los resultados son similares cuantitativa y cualitativamente.

† El coeficiente en treated*Law2011 es el parámetro estimado γ3 de la ecuación (1), la cual es una estimación dd del efecto de la reforma legislativa sobre cada resultado. Las columnas 1 a 4 son estimaciones probit. La columna 5 es una estimación ols. Errores estándar se indican entre paréntesis.* Los coeficientes son significativos al nivel de 10%.** Los coeficientes son significativos al nivel de 5%.*** Los coeficientes son significativos al nivel de 1%.

Cuadro 7Efecto de la Ley 1468 de 2011 sobre el mercado laboral de las mujeres

Escenario base e inferencias temporales alternativas†

62 • Natalia Ramírez Bustamante, Ana María Tribin Uribe y Carmiña O. Vargas

nos propensos a contratar mujeres en edad de fertilidad alta después de la promul­gación de la reforma legislativa. Debido a la mayor dificultad que enfrentan las mujeres para encontrar trabajo, muchas deciden racionalmente no incorporarse al mercado laboral, de ahí que, la probabilidad de estar inactiva aumente a pesar de que exista la voluntad de incorporarse al mercado laboral y aunque la persona in­volucrada cuente con las habilidades necesarias para ello.

La segunda columna del cuadro 7 presenta los resultados sobre la probabili­dad de desempleo. No existe evidencia que indique que la ampliación de la licencia por maternidad ha impactado la probabilidad de empleo para mujeres en la cohor­te de alta fertilidad en relación con la cohorte de baja fertilidad. Ningún efecto marginal reportado en el cuadro 7a se desvía de forma significativa de cero.

La tercera columna del cuadro 7 muestra los resultados para la probabilidad de informalidad. Se considera que un trabajador constituye parte del mercado labo­ral informal si no satisface una de las dos siguientes condiciones: (i) contribuir a un sistema de seguro de salud; o (ii) contribuir a un programa previsional. Los resulta­dos muestran que la ampliación del periodo de la licencia por maternidad se corre­laciona con un aumento significativo en la probabilidad de informalidad entre mujeres de la cohorte de alta fertilidad respecto a sus contrapartes de la cohorte de baja fertilidad. La estimación de efectos marginales, expuesta en el cuadro 7a, indi­ca que la probabilidad de informalidad aumenta 0.8% en el caso de mujeres con educación superior al nivel secundario, mientras sube 0.6% en mujeres de bajos niveles educacionales. El resto permanece constante, la probabilidad de informali­dad es mayor para mujeres más educadas quienes no viven con pareja.

Los resultados respecto al efecto sobre el autoempleo se muestran en la cuarta columna del cuadro 7 así como en el cuadro 7a. En nuestra opinión, a raíz de la am­pliación de la licencia por maternidad las probabilidades de ser trabajadora in­dependiente aumentan de forma significativa para mujeres dentro de la cohorte de fer tilidad alta. Una mujer con logros educacionales bajos enfrenta un aumento de 0.6% en términos de probabilidades de ser trabajador independiente, así como un aumento de 0.4% en el caso de mujeres con logros educacionales altos. En gene­ral, y siendo igual todo lo demás, el aumento en la probabilidad de autoempleo es más marcado para mujeres (i) que cuenten con menos educación, (ii) que viven con una pareja, y (iii) que no son cabezas de familia. Olarte y Peña (2010) encuentran que los trabajos declarados como autoempleo por madres colombianas son mayo­ritariamente de baja calidad. Por lo tanto, es posible que las mujeres en el grupo de tratamiento afectadas por la reforma legislativa estén obligadas a aceptar un nuevo empleo mal remunerado de baja calidad, producto de que la Ley 1468 no les otorga protección.

La quinta columna de los cuadros 7 y 7a registra los resultados del impacto de la reforma sobre el sueldo real. Concluimos que no existe evidencia de que una ampliación del periodo de la licencia por maternidad se correlaciona con variacio­nes en los sueldos reales de mujeres en edad de fertilidad alta respecto a sus contra­partes en edad de fertilidad baja.

Maternidad y mercados laborales: el impacto de la legislación en Colombia • 63

Cuadro 7aEfecto marginal de la Ley 1468 de 2011 sobre el mercado laboral de las mujeres

Escenario base e inferencias temporales alternativas† (1)

Inactividad (2)

Desempleo (3)

Informalidad (4)

Autoempleo

Efecto marginal Nivel educativobajo alto

Nivel educativobajo alto

Nivel educativobajo alto

Nivel educativobajo alto

treated*Law2011 0.009***(0.002)

0.007***(0.002)

­.004(0.003)

­.004(0.003)

0.006*(0.003)

0.008*(0.004)

0.005*(0.003)

0.004*(0.002)

Panel A. Al eliminar los dos meses previos y los dos meses posteriores a la promulgación de la ley

treated*Law2011 0.009***(0.002)

0.007***(0.002)

­.004(0.003)

­.004(0.003)

0.006*(0.003)

0.008*(0.004)

0.006*(0.003)

0.005*(0.002)

Panel B. Al eliminar los dos meses previos y los cuatro meses posteriores a la promulgación de la ley

treated*Law2011 0.010***(0.002)

0.008***(0.002)

­.005(0.003)

­.005(0.003)

0.005*(0.003)

0.007*(0.004)

0.006*(0.003)

0.004*(0.002)

Panel C. Al eliminar los dos meses previos y los seis meses posteriores a la promulgación de la ley

treated*Law2011 0.012***(0.002)

0.010***(0.002)

­.005(0.003)

­.005(0.003)

0.006*(0.003)

0.008*(0.004)

0.006*(0.003)

0.005*(0.002)

† Se estiman, mediante medianas de muestreo, los efectos marginales para una mujer en el grupo de tratamiento de 23.87 años de edad, que vive en un hogar compuesto por 4.51 miembros y 1.07 niños, su estrato económico es 2.27, viviendo en Bogotá en junio de 2012, sin pareja y no es cabeza de familia. El nivel educativo se determina en función de los años de educación; se considera que la persona tiene un “Nivel educativo alto” si tiene más de 11 años de educación. Errores estándar se indican entre paréntesis.* Los coeficientes son significativos al nivel de 10%.** Los coeficientes son significativos al nivel de 5%.*** Los coeficientes son significativos al nivel de 1%.

Inferencias temporales alternativas

En los paneles A, B y C de los cuadros 7 y 7a, analizamos la sensibilidad de nuestros hallazgos a las alternativas temporales en términos de los periodos pre­ y post­. Estos ejercicios tienen dos propósitos principales: (i) nos dan la oportunidad de tener en cuenta la posibilidad de que las empresas y los trabajadores hayan ajustado su comportamiento frente el inminente lanzamiento de la reforma legislativa sobre licencias por maternidad, o es posible que los trabajadores y las empresas tardaran un tiempo significativo después de la implementación de la reforma para compren­der su impacto real; (ii) nos permiten analizar la posibilidad de que la legislación fue adoptada durante épocas ideales cíclicas del mercado laboral, lo cual puede resultar en la inferencia equivocada de correlacionar la legislación con las alzas potenciales en vez de con el ciclo comercial. Adicionalmente, y tal como indican Autor et al. (2006), determinar la sensibilidad de dichas alternativas temporales nos permite explorar algunos impactos de corto plazo provenientes de la ampliación de

64 • Natalia Ramírez Bustamante, Ana María Tribin Uribe y Carmiña O. Vargas

la licencia por maternidad.24 En los paneles A, B y C los dos meses inmediatamente anteriores a la adopción de la reforma legislativa se eliminaron de las estimaciones. En el panel A, se excluyeron los dos meses inmediatamente posteriores, mientras que en el panel B, fueron eliminados los cuatro meses posteriores a la promulga­ción. En el panel C se quitaron los seis meses posteriores a la introducción de la reforma.

Todos nuestros resultados son consistentes con alternativas temporales de los periodos pre­ y post­.25 Existen aumentos significativos en la probabilidad de inacti­vidad, informalidad y autoempleo; y no presentan ningún efecto significativo sobre el desempleo ni los sueldos. Los cambios en las ventanas de comparación no impac­tan de manera significativa la magnitud ni la precisión de los resultados principales.

Comparando hombres jóvenes con hombres mayores

Nuestra estrategia de identificación incluye una comparación entre mujeres jóve­nes y sus contrapartes mayores, así es que existe la preocupación de que los resul­tados sean impulsados por cambios simultáneos en los entornos económicos e institucionales que afectan a trabajadores jóvenes en relación con trabajadores ma­yores. Para determinar si esta posibilidad existía, replicamos nuestra estimación de los cuadros 7 y 7a; pero utilizamos hombres entre los 18 y los 30 años de edad para nuestro grupo de tratamiento, y hombres entre los 40 y los 55 años como el grupo de control. Se presentan los resultados probit en el cuadro 8 y los efectos margina­les en el cuadro 8a.

En general, los resultados no son significativos cuando se usan datos para hombres y resultan del signo opuesto en el caso de datos femeninos. La única ex­cepción es el resultado sobre la probabilidad de informalidad (tercera columna), donde el coeficiente de relevancia es significativo en el coeficiente probit y en los efectos marginales.26 El ejercicio de cambiar las ventanas de comparación, como se indica arriba en nuestro caso de línea de base para las mujeres, no afecta los resul­tados para los hombres.27

24 Autor et al. (2006) tienen la capacidad de eliminar hasta seis años de la adopción dada la disponibi­lidad de datos.

25 El cuadro 8a presenta los efectos marginales para los mismos grupos presentes en el cuadro 7a. Se informa sobre estos efectos marginales, junto a los otros seis restantes, en el apéndice C.

26 Todos los efectos marginales para la estimación con datos sobre hombres se informan en el apén­dice D.

27 Estos resultados están disponibles si se solicitan a los autores.

Maternidad y mercados laborales: el impacto de la legislación en Colombia • 65

Cuadro 8Efecto de la Ley 1468 de 2011 sobre el mercado laboral de los hombres†

Variable dependiente (1)Inactividad

(2)Desempleo

(3)Informalidad

(4)Autoempleo

(5)Log de sueldo

real

treated*Law2011 ­.010(0.014)

0.017(0.013)

0.025**(0.010)

­.004(0.010)

0.002(0.006)

Observaciones R2 0.222 0.089 0.114 0.060 0.336342.676 303.923 265.023 267.415 136.930

ControlesCaracterísticas personales Sí Sí Sí Sí SíCaracterísticas del hogar Sí Sí Sí Sí SíEfectos en tiempo fijo Sí Sí Sí Sí Sí

† El coeficiente en treated*Law2011 es el parámetro estimado de γ3 la ecuación (1), la cual es una estimación dd del efecto de la reforma legislativa sobre cada resultado. Las columnas 1 a 4 son estimaciones probit. La columna 5 es una estimación ols. Errores estándar se indican entre paréntesis.* Los coeficientes son significativos al nivel de 10%.** Los coeficientes son significativos al nivel de 5%.*** Los coeficientes son significativos al nivel de 1%.

Cuadro 8aEfecto marginal de la Ley 1468 de 2011 sobre el mercado laboral de los hombres†

(1)Inactividad

(2)Desempleo

(3)Informalidad

(4)Autoempleo

Nivel educativo Nivel educativo Nivel educativo Nivel educativobajo alto bajo alto bajo alto bajo alto

treated*Law2011 ­.002(0.003)

­.002(0.004)

0.004(0.003)

0.004(0.003)

0.007**(0.003)

0.009**(0.003)

­.001(0.003)

­.001(0.002)

† Se estiman los efectos marginales para un hombre en el grupo de tratamiento de 23.79 años de edad, que vive en un hogar compuesto por 4.48 miembros y 0.77 niños, su estrato económico es 2.24, viviendo en Bogotá en junio de 2012 sin pareja y no es cabeza de familia. El nivel educativo se determina en función de los años de educación; se considera que la persona tiene un “Nivel educativo alto” si tiene más de 11 años de educación. Errores estándar se indican entre paréntesis.* Los coeficientes son significativos al nivel de 10%.** Los coeficientes son significativos al nivel de 5%.*** Los coeficientes son significativos al nivel de 1%.

Los resultados de la comparación entre hombres jóvenes y hombres mayores nos da la confianza de decir que los resultados para las mujeres en la cohorte de fer­tilidad alta respecto a sus contrapartes en edad de fertilidad baja no son impulsados por efectos de cohorte; al contrario, parecen estar promovidos por la ampliación del periodo de la licencia por maternidad introducido en julio de 2011. En cuanto a los resultados sobre informalidad, en el cuadro 10 mostramos que el aumen to en la probabilidad de informalidad para mujeres entre las edades de 18 y 30 años es rela­tivamente mayor a sus contrapartes masculinas provenientes del mismo grupo de edad.

Efecto marginal

66 • Natalia Ramírez Bustamante, Ana María Tribin Uribe y Carmiña O. Vargas

Cuadro 9Resultados del mercado laboral de las mujeres

Experimento placebo†

Variable dependiente (1)Inactividad

(2)Desempleo

(3)Informalidad

(4)Autoempleo

(5)Log de sueldo

real

treated*RandomLaw 0.023*(0.013)

­.026(0.018)

0.006(0.017)

0.006(0.017)

­.002(0.011)

Observaciones R2 0.082 0.076 0.170 0.068 0.347171.010 119.735 97.541 98.218 52.416

ControlesCaracterísticas personales Sí Sí Sí Sí SíCaracterísticas del hogar Sí Sí Sí Sí SíEfectos en tiempo fijo Sí Sí Sí Sí Sí

† El coeficiente en treated*RandomLaw es el parámetro estimado γ3de la ecuación (1), la cual es una estimación dd del efecto de la reforma legislativa sobre cada resultado. Las columnas 1 a 4 son estimaciones probit. La columna 5 es una estimación ols. Periodo de pretratamiento: enero­diciembre 2009. Periodo de postratamiento: enero­diciembre 2010. Errores estándar se indican entre paréntesis.* Los coeficientes son significativos al nivel de 10%.** Los coeficientes son significativos al nivel de 5%.*** Los coeficientes son significativos al nivel de 1%.

Periodo pre- y post- tratamiento placebo

Como otra prueba de robustez para descartar la posibilidad de que nuestros resul­tados de línea de base sean atribuibles a diferencias en los perfiles de edad entre el grupo de tratamiento y el grupo de control, estimamos efectos de tratamiento pla­cebo mediante datos provenientes de años previos al tratamiento.

Específicamente, definimos el periodo enero­diciembre de 2009 como el plazo pretratamiento placebo, y enero­diciembre de 2010 como el periodo postratamien­to placebo. Los resultados son presentados en los cuadros 9 y 9a. El único efecto significativo entre todos es el coeficiente de la interacción cuando analizamos el efecto sobre inactividad.

Maternidad y mercados laborales: el impacto de la legislación en Colombia • 67

Cuadro 9aEfecto marginal de los resultados del mercado laboral de las mujeres

Experimento placebo†

(1)Inactividad

(2)Desempleo

(3)Informalidad

(4)Autoempleo

Nivel educativo Nivel educativo Nivel educativo Nivel educativobajo alto bajo alto bajo alto bajo alto

treated*RandomLaw 0.007*(0.004)

0.006*(0.003)

­0.008(0.005)

­0.008(0.005)

0.001(0.005)

0.002(0.006)

0.002(0.005)

0.001(0.004)

† Mediante medianas de muestreo, se estiman los efectos marginales para una mujer en el grupo de tratamiento de 23.87 años de edad, que vive en un hogar compuesto de 4.51 miembros y 1.07 niños, su estrato económico es 2.27, que vivía en Bogotá en junio de 2012 sin pareja y no es cabeza de familia. Se estimaron los efectos marginales para dos escenarios determinados por su nivel educativo. El nivel educativo se determina en función de los años de educación; se considera que la persona tiene un “Nivel educativo alto” si tiene más de 11 años de educación. Periodo de pretratamiento: enero­diciembre 2009. Periodo de postratamiento: enero­diciembre 2010. Errores estándar se indican entre paréntesis.* Los coeficientes son significativos al nivel de 10%.** Los coeficientes son significativos al nivel de 5%.*** Los coeficientes son significativos al nivel de 1%.

Grupo de control: hombres entre 18 y 30 años de edad

A continuación extendemos nuestro análisis para utilizar como grupo de control a los hombres entre 18 y 30 años de edad. Este grupo podría interpretarse como semejante al grupo comprendido por mujeres en edad reproductiva, si no existiera la discriminación por género. En general, las empresas buscan a un candidato con un conjunto específico de habilidades, pero no de un género específico. En ese caso, el grupo de comparación para mujeres entre 18 y 30 años de edad sería un grupo de hom bres del mismo rango de edad. Los resultados se reportan en los cuadros 10 y 10a y son consistentes con el modelo. No se encontró ningún cambio salarial signifi cativo, lo cual podría explicarse simplemente por la prohibición le­gal contra la discriminación salarial –para cargos idénticos– por parte de los em­pleadores. En este caso, el modelo predice un aumento en el desempleo con una rigidez salarial descendente.

La segunda columna muestra que después de la promulgación de la reforma legislativa las mujeres fueron más propensas a estar desempleadas en comparación con sus contrapartes masculinas. El cuadro 10 muestra que la probabilidad de des­empleo aumenta 0.5% en las mujeres jóvenes respecto de los hombres jóvenes. Ce-teris paribus, la probabilidad del desempleo es más alta para mujeres en edad de fertilidad alta quienes (i) no viven con una pareja, y (ii) no son cabezas de familia.28

28 Este resultado se mantiene fijo en el modelo cuando los trabajadores son reemplazantes. Pero cuan­do los trabajadores son adicionales, no hay un efecto sobre el desempleo; es decir, el resultado es igual al producido cuando las mujeres de fertilidad baja constituyen el grupo de control.

Efecto marginal

68 • Natalia Ramírez Bustamante, Ana María Tribin Uribe y Carmiña O. Vargas

Cuadro 10Efecto marginal de la Ley 1468 de 2011 sobre el mercado laboral de las mujeres

Grupo de control: hombres entre 18 y 30 años de edad†

Variable dependiente(1)

Inactividad (2)

Desempleo(3)

Informalidad (4)

Autoempleo (5)

Log de sueldo real

treated*Law2011 ­.008(0.009)

0.018*(0.010)

0.037***(0.011)

0.021**(0.011)

­.001(0.006)

Observaciones R2 0.137 0.061 0.138 0.034 0.263401.423 305.607 243.601 243.741 152.947

ControlesCaracterísticas personales Sí Sí Sí Sí SíCaracterísticas del hogar Sí Sí Sí Sí SíEfectos fijos de tiempo Sí Sí Sí Sí Sí

† El coeficiente en treated*Law2011 es el parámetro estimado γ3 de la ecuación (1), la cual es una estimación dd del efecto de la reforma legislativa sobre cada resultado. Las columnas 1 a 4 son estimaciones probit. La columna 5 es una estimación ols. Errores estándar se indican entre paréntesis.* Los coeficientes son significativos al nivel de 10%.** Los coeficientes son significativos al nivel de 5%.*** Los coeficientes son significativos al nivel de 1%.

Cuadro 10aEfecto marginal de la Ley 1468 de 2011 sobre el mercado laboral de las mujeres

Grupo de control: hombres entre 18 y 30 años de edad†

(1)Inactividad

(2)Desempleo

(3)Informalidad

(4)Autoempleo

Nivel educativo Nivel educativo Nivel educativo Nivel educativobajo alto bajo alto bajo alto bajo alto

treated*RandomLaw ­.001(0.001)

­.001(0.001)

0.004*(0.002)

0.004*(0.002)

0.014***(0.004)

0.013***(0.003)

0.006*(0.003)

0.005*(0.003)

† Se estiman los efectos marginales para una mujer en el grupo de tratamiento mediante el muestreo de 23.87 años de edad, que vive en un hogar compuesto de 4.51 miembros y 1.07 niños, su estrato económico es 2.27, que vivía en Bogotá en junio de 2012 sin pareja y no es cabeza de familia. Se estimaron los efectos marginales para dos escenarios determinados por su nivel educativo. El nivel educativo se determina en función de los años de educación; se considera que la persona tiene un “Nivel educativo alto” si tiene más de 11 años de educación. Errores estándar se indican entre paréntesis.* Los coeficientes son significativos al nivel de 10%.** Los coeficientes son significativos al nivel de 5%.*** Los coeficientes son significativos al nivel de 1%.

La tercera columna de los cuadros 10 y 10a indica que, en el periodo posterior a la ampliación de la licencia por maternidad, las mujeres del grupo de edad asocia­do con altas tasas de fertilidad enfrentan una probabilidad significativamente más alta de encontrarse en el sector informal en comparación con sus contrapartes masculinas del mismo rango de edad. Se incrementa 1.4% en mujeres con bajo nivel educativo, y 1.3% en mujeres con alto nivel educativo. Siendo iguales todas las

Efecto marginal

Maternidad y mercados laborales: el impacto de la legislación en Colombia • 69

demás características, la probabilidad de que las mujeres trabajen en el sector in­formal, en relación con los hombres de la misma cohorte etaria, es más alta entre mujeres de fertilidad alta y con bajo nivel educativo. El estado civil y la condición de ser cabeza de hogar no ejercen ninguna influencia sobre dicha probabilidad.

Los resultados en la cuarta columna del cuadro 10a demuestran que, después de 2011, las mujeres en edad de fertilidad alta tienen más probabilidades de ser trabajadoras independientes. Específicamente, después de la promulgación de la Ley 1468, ser mujer en el grupo de tratamiento aumenta 0.6% la probabilidad de auto­empleo entre mujeres con bajo nivel educativo, y 0.5% para las mujeres con alto nivel educativo. Si no varían las demás condiciones, la probabilidad de autoempleo es más elevada para mujeres en edad de fertilidad alta (i) con bajo nivel educativo, (ii) viven con una pareja, y (iii) no son cabezas de hogar.

En resumen, los resultados de nuestra exploración empírica son consistentes con nuestra hipótesis de que los empleadores perciben la ampliación de la licencia por maternidad en Colombia, producto de la promulgación de la Ley 1468 de 2011, como un costo adicional por contratar mujeres. En consecuencia, las mujeres en la co horte de fertilidad alta, a quienes se percibe con una alta probabilidad de em­barazarse en el futuro cercano, son sancionadas dentro del mercado laboral. La probabilidad de estar inactiva aumenta en comparación con mujeres en edades no reproductivas. Además, la probabilidad de enfrentar el desempleo aumenta respec­to a los varones del mismo grupo de edad. En general, encontramos que las mujeres en edad reproductiva tienen una probabilidad más alta de ser trabajadoras inde­pendientes en puestos poco remunerados y de baja calidad, o de ubicarse en el sector informal.

Recomendaciones de política pública

Para hacer frente a los costos asociados con la paternidad que, como se ha indicado, impactan principalmente a las mujeres, y sobre todo a las del grupo en edad de alta fertilidad, proponemos un conjunto de iniciativas legislativas y de política pública que abarquen las percepciones culturales de la crianza y del cuidado infantil.

Siguiendo la línea de académicos como England y Folbre (1999), Folbre y Weisskopf (1998), y Gornick y Meyers (2003), creemos que nuestras sociedades de­berían trabajar en un nuevo contrato social que fomente la idea de que el deber de cuidar a cada miembro de la sociedad es una responsabilidad compartida. Este tipo de perspectiva requiere ingeniería social diseñada tanto para movilizar a cada miem­bro de la sociedad a reconocer los beneficios y los aumentos en productividad eco­nómica que se derivarían de una división más equitativa de la responsabilidad de criar a los hijos, como en los cambios institucionales necesarios para impulsar la participación de ambos padres en dicha actividad. Además, concordamos con Fol­bre y England (1998) en que una perspectiva más inteligente para pensar estos asuntos forzosamente implica revisitar la cuestión de quién cubre los costos del

70 • Natalia Ramírez Bustamante, Ana María Tribin Uribe y Carmiña O. Vargas

cuidado infantil. Según el análisis de dichos académicos, aunque la sociedad –en su conjunto– goza de los beneficios de una tasa de nacimiento estable, no ayuda a cu­brir los costos de “producir” hijos; al contrario, los que cuidan a estos nuevos miem­bros de nuestras sociedades (en su mayoría, las mujeres) lo hacen por sí solos. Por lo tanto, es necesario socializar los costos del cuidado infantil, ampliando los apor­tes públicos para la crianza. Uno de los mecanismos que proponemos para sociali­zar el costo del cuidado infantil es eliminar el costo adicional de seguridad social –que en la actualidad es cubierto por el empleador al contratar a un trabajador sustituto– y trasladarlo al Estado.

Sin embargo, existen otros costos asociados con la crianza que a primera vista parecen más dif íciles de ser cubiertos mediante impuestos o contribuciones estata­les. Entre otros, los costos organizacionales que cubren las empresas por las licencias por maternidad. Nuestra recomendación de política pública en este caso se cen tra en suprimir las diferencias por género dentro de la legislación actual. Se pueden lograr más paridad y más beneficios mediante medidas diseñadas a promover li­cencias por paternidad con el mismo alcance que con las licencias por maternidad vigentes. Además, podrían generarse incentivos que fomenten un entorno donde ambos géneros opten por utilizar dichas licencias. Por otro lado, ofrecer licencias análogas –o, al menos, muy similares– a ambos géneros podría incentivar que los hombres también tomen licencia posparto.29 Países como Suecia, Finlandia y Cana­dá han optado por esta posibilidad y lo han hecho exitosamente. En el caso de Sue­cia, el interés del gobierno fue dar incentivos a ambos géneros para aumentar su participación en la crianza, así como promover la paridad de género y la participación de las mujeres en el mercado laboral. Según el gobierno de Suecia:

Es importante que los hombres (también) aprovechen las licencias familiares. Es pro­bable que un aumento en la cantidad de licencias por paternidad produzca un cambio en las actitudes de gerentes. Además, los individuos en cargos directivos empezarían a ver las licencias para ambos géneros como una parte natural de la planificación y organización empresarial. Y este tipo de cambio de actitud es necesario si la sociedad quiere asegurarse de que hombres y mujeres se sientan cómodos al decidir tomar una licencia sin temer arriesgar su futuro profesional ni oportunidades de desarrollarse dentro de la organización [Ekberg, Eriksson y Friebel, 2013, pp. 132].

Otra razón para aumentar la cantidad de licencias por paternidad utilizadas por los hombres es que las posibilidades de que las mujeres alcancen la equidad de género en términos de oportunidades laborales siempre serán limitadas si son ellas las responsables exclusivas de cuidar el hogar y los hijos. Si las responsabilidades de

29 Al diseñar este tipo de licencia es importante considerar que es poco probable que los hombres soliciten todo el periodo de tiempo disponible. Por lo tanto, países como Dinamarca ofrecen las licen­cias de la siguiente manera: o 12 semanas, o nada. Si no aprovechan la totalidad del tiempo dispo­nible la familia lo pierde. Finlandia, Noruega y Suecia también han limitado la manera en que los hombres pueden aprovechar sus respectivas licencias: es un sí, o un no (Gornick y Meyers, 2003).

Maternidad y mercados laborales: el impacto de la legislación en Colombia • 71

cuidado infantil fueran compartidas de forma más equitativa, sería más factible una distribución más equitativa de interrupciones laborales y las mujeres tendrían más acceso a desarrollo y progreso dentro de sus carreras profesionales (Ekberg et al., 2013). Para lograr estos fines, el gobierno de Suecia reformó su sistema de licen­cias en 1995, ampliándolo para incluir un mes de licencia por paternidad. Ekberg et al. (2013) analizaron el impacto de dicha reforma en términos de un posible aumen­to en el aprovechamiento de licencias por paternidad por parte de ambos géneros, así como si dicho aprovechamiento generó un efecto de largo plazo sobre los resul­tados en el empleo de hombres y mujeres. Encontraron que los incentivos de corto plazo son efectivos, porque la cantidad de licencias por paternidad otorgadas se incrementó 50%; sin embargo, esto no ha redundado en tasas de participación mas­culina más altas en cuanto al cuidado infantil.

Dada la percepción cultural de que los costos del cuidado infantil y la crianza de los hijos son de la responsabilidad exclusiva de las mujeres, las personas pueden evaluar a las madres que trabajan como menos competentes, menos comprometidas con su trabajo y potencialmente menos confiables. Las recomendaciones de po­lítica pública tienen por objetivo proponer cambios culturales que pongan de relie­ve la importancia de ambos padres tomando un papel activo en condiciones de equidad respecto del cuidado infantil, la crianza infantil y, en general, las tareas domésticas. Una iniciativa interesante se llama Equipares. Es una medida impulsa­da por el Ministerio de Trabajo de Colombia que está diseñada para “transformar las estructuras de trabajo y la gestión de recursos humanos en el interior de las empre­sas, buscando eliminar posibles desigualdades de género que hacen que la empresa desaproveche su recurso humano”.30 La iniciativa incluye una campaña publicitaria en la televisión, uno de cuyos anuncios incluye una mujer quien, mientras empuja un carro de supermercado está jalando a un hombre sentado en un escritorio. El narrador del anuncio dice, “Sin tu ayuda, ella debe esforzarse el doble. Cuando apo­yes a tu pareja, sus oportunidades laborales mejoran. Apoya la equidad laboral: es cuestión de desarrollo.” Aunque este aspecto de la iniciativa es interesante porque enfoca su mensaje directamente hacia los hombres, con el fin de enfatizar la impor­tancia de contribuir a las responsabilidades domésticas, los anuncios no aparecie­ron con mucha frecuencia en la televisión nacional. Iniciativas similares dirigidas a los empleadores –señaladamente los principales objetivos de Equipares– también son deseables para cambiar la creencia de que las mujeres en general, y las madres en particular, son menos comprometidas que los hombres a superar las exigencias del lugar de trabajo, lo cual las convierte en candidatos menos atractivos que sus contrapartes masculinas cuando individuos de ambos géneros se están postulando para el mismo cargo.

30 Andrea Castaño, líder del Grupo de Equidad Laboral con Enfoque Diferencial de Género del Minis­terio del Trabajo. Disponible en: http://www.mintrabajo.gov.co/mayo­2013/1859­sello­de­equidad­ laboral­logra­mayor­igualdad­y­competitividad­en­las­empresas.html (Última fecha de acceso, 14 marzo de 2014).

72 • Natalia Ramírez Bustamante, Ana María Tribin Uribe y Carmiña O. Vargas

Sin duda, la distribución equitativa de responsabilidades de crianza entre los géneros en términos de ausencias, licencias o emergencias familiares debería resul­tar en una reducción de las ausencias por parte de las mujeres en el mercado laboral, además de facilitar que contribuyan en la misma medida que los hombres en la acu­mulación de capital humano. Lograr equidad de género en términos de licencias familiares debería contribuir a una reducción en la brecha salarial por género, por­que dicha disparidad se debe en parte a la intermitencia laboral femenina producida por licencias por maternidad, así como otras licencias de largo y medio plazo otor­gadas a las trabajadores para que atiendan a las exigencias de cuidado infantil u otras responsabilidades familiares. Reducir la brecha entre licencias por maternidad y li­cencias por paternidad también ayudaría a desincentivar la lógica de que, a la hora de escoger entre dos postulantes igualmente calificados, pero de distintos géneros, se prefiera a los varones. Esto es especialmente relevante en el caso de mujeres en edad reproductiva o quienes son madres, porque bajo el nuevo esquema todos los empleadores compartirían de forma más equitativa los costos de licencias por ma­ternidad o paternidad para los potenciales futuros padres y madres, así como el costo de licencias familiares para trabajadores de ambos sexos que ya tienen hijos.

Conclusiones

Nuestro estudio explora el impacto de la Ley 1468 de 2011 –la cual amplió la licen­cia por maternidad de 12 a 14 semanas (un aumento de 17%)– en el empleo de las mujeres. Nuestros hallazgos indican que adoptar esta legislación aumenta la proba­bilidad de que las mujeres entre los 18 y los 30 años (el grupo de tratamiento) estén inactivas en relación con las mujeres entre los 40 y los 55 años (el grupo de control). Por otro lado, mostramos que la probabilidad de que la informalidad y el autoem­pleo aumente para mujeres en edad de alta fertilidad es más alta respecto de sus contrapartes en edad de baja fertilidad. Nuestros resultados son sólidos a través de grupos demográficos así como de periodos temporales, lo cual sugiere un efecto causal de la ampliación de las licencias por maternidad.

Igual que Autor et al. (2006), nuestro estudio no intenta ofrecer un análisis general de todas las leyes que abarcan la protección de la maternidad. El hecho de que existan algunos efectos sobre el mercado laboral en el caso de mujeres en edad reproductiva indica que cualquier protección legislativa viene con su correspon­diente costo. Por lo tanto, hay que ligar este tipo de ley a otras medidas normativas que prohíban que los empleadores excluyan a la población beneficiaria del mercado laboral. Nuestra recomendación es diseñar una política de “licencia por materni­dad y por paternidad” y asegurar que ambos géneros pueden aprovecharla de la misma manera o una muy similar, así como socializar el costo adicional, en térmi­nos de seguridad social, del trabajador que reemplaza a la mujer que está con licen­cia por maternidad; un costo que, en la actualidad, está cubierto exclusivamente por el empleador.

Maternidad y mercados laborales: el impacto de la legislación en Colombia • 73

Fuentes consultadas

Acemoglu, D. y Angrist, J. D. (2001). Consequences of Employment Protection? The Case of the Americans with Disabilities Act. Journal of Political Economy, 109(5), 915­957.

Ai, C. R. y Norton, E. C. (2003). Interaction Terms in Logit and Probit Models. Economics Letters, 80(1), 123­129.

Amador, D., Bernal, R. y Peña, X. (2013). El aumento en la participación laboral femenina en Colombia: ¿Fertilidad, estado civil o educación? Ensayos sobre Política Económica, 31(71).

Autor, D. H., Donohue, J. J., III y Schwab, S. J. (mayo, 2006). The Costs of Wrong­ful­Discharge Laws. Review of Economics and Statistics, 88(2), 211­231.

Badel, A. y Peña, X. (2010). Decomposing the Gender Wage Gap with Sample Se­lection Adjustment: Evidence from Colombia. Economic Analysis Review, 2(25), 169­191.

Baker, M. y Milligan, K. (2008). Maternal Employment, Breastfeeding, and Health: Evidence from Maternity Leave Mandates. Journal of Health Economics, 27(4), 871­887.

Baum, C. (2003). The Effect of State Maternity Leave Legislation and the 1993 Fam­ily and Medical Leave Act on Employment and Wages. Labor Economics, 10, 573­596.

Becker, G. (1971). The Economics of Discrimination (2a ed.). Chicago: The Universi­ty of Chicago Press.

Berger, L. M. y Waldfogel, J. (2004). Maternity Leave and the Employment of New Mothers in the United States. Journal of Population Economics, 17(2), 331­349.

Blau, F. y Kahn, L. (mayo, 2013). Female Labor Supply: Why is the US Falling Be­hind? The American Economic Review, 103(3), 251­256.

Correll, S. y Bernard, S. (2007). Getting a Job: Is There a Motherhood Penalty? American Journal of Sociology, 112(5), 1297­1339.

Corse, S. J. (1990). Pregnant Managers and their Subordinates: The Effects of Gen­der Expectations on Hierarchical Relationships. The Journal of Applied Behav-ioral Science, 26(1), 25­47.

Cuddy, A., Fiske, S. y Glick, P. (2004). When Professionals become Mothers, Warmth Doesn’t Cut the Ice. Journal of Social Issues, 60, 701­718.

Desai, S. y Waite, L. (1991). Women’s Employment during Pregnancy and After the First­Birth: Occupational Characteristics and Work Commitment. American Sociological Review, 56(4), 551­566.

Ekberg, J., Eriksson, R. y Friebel, G. (2013). Parental Leave – A Policy Evaluation of the Swedish “Daddy­Month” Reform. Journal of Public Economics, 97, 131­143.

England, P. y Folbre, N. (enero, 1999). The Cost of Caring. The ANNALS of the Amer-ican Academy of Political and Social Science 1999, 561, 39.

Espino, A. y Salvador, S. (2014). Un análisis de género de los costos laborales en Colom-bia (mimeo). Asesoría efectuada para el Ministerio del Trabajo de Colom bia.

74 • Natalia Ramírez Bustamante, Ana María Tribin Uribe y Carmiña O. Vargas

Folbre, N. y Weisskopf, T. (1998). Did Father Know Best? Families, Markets, and the Supply of Caring Labor. En A. Ben­Ner y L. Putterman (Eds.), Economics, Val-ues, and Organization. Nueva York: Cambridge University Press.

Forero de Saade, M., Cañón, L. y Pineda, J. A. (1991). Participación de la mujer en el trabajo. En Mujer trabajadora. Nuevo compromiso social. Bogotá: Estudios Sociales Juan Pablo II.

Gornick, J. y Meyers, M. (2003). Families that Work. Policies for Reconciling Parent-hood and Employment. Nueva York: Russell Sage Foundation.

Gruber, J. (1994). The Incidence of Mandated Maternity Benefits. American Eco-nomic Review, 84(3), 622­641.

Halpert, J., Wilson, M. y Hickman, J. (1993). Pregnancy as a Source of Bias in Per­formance Appraisals. Journal of Organizational Behavior, 14, 649­663.

Hashimoto, M., Percy, R., Shoellner, T. y Weinberg, B. (2004). The Long and Short of It: Maternity Leave Coverage and Women’s Labor Market Outcomes (iza Discussion Paper Series, No. 1207).

ilo (1997). Maternity Protection at Work. International Labour Organisation. Recuperado de http://www.ilo.org/public/english/standards/relm/ilc/ilc87/rep­v­1.htm

ilo (2005). Maternity at Work: A Review of National Legislation. Findings from the ilo’s Conditions of Work and Employment Database. International Labour Or­ganisation.

ilo (2010). Maternity at Work. International Labour Organisation. Recuperado de http://www.ilo.org/global/publications/books/WCMS_124442/lang­­en/ index.htm

Jolls, C. (2000). Accommodation Mandates. Stanford Law Review, 53(2), 223­306.Jolls, C. y Prescott, J. J. (septiembre, 2004). Disaggregating Employment Protection:

The Case of Disability Discrimination (nber Working Paper 10740). Cam­bridge, Massachusetts: National Bureau of Economic Research.

Junguito, R. et al. (1970). Análisis de la estructura y evolución de la fuerza de traba-jo colombiana 1938, 1951, 1964 (Documentos cede). Bogotá: Universidad de los Andes.

Kamerman, S. (2000). From Maternity to Parental Leave Policies: Women’s Health, Employment and Child and Family Well­Being. Journal of the American Med-ical Women’s Association, 55(2), 96­99.

Lai, Y. y Masters, S. (enero, 2005). The Effects of Mandatory Maternity and Preg­nancy Benefits on Women’s Wages and Employment in Taiwan, 1984­1996. Industrial and Labor Relations Review, 58(2), 274­281.

Leibowitz, A., Klerman, J. A. y Waite, L. (1992). Employment of New Mothers and Child Care Choice: Differences by Children’s Age. Journal of Human Re sources, 27(1), 112­133.

Molinos, C. (2012). La Ley de protección a la maternidad como incentivo de parti­cipación laboral femenina: el caso colombiano. Coyuntura Económica, XLII(1), 93­116.

Maternidad y mercados laborales: el impacto de la legislación en Colombia • 75

Norton, E. C., Wang, H. y Ai, C. (2004). Computing Interaction Effects and Stan­dard Errors in Logit and Probit Models. The Stata Journal, 4(2), 154­167.

Olarte, L. y Peña, X. (2010). El efecto de la maternidad sobre los salarios femeninos. Ensayos sobre Política Económica, 28(63), 190­231.

Peña, X. et al. (2013). Mujer y movilidad social (Documentos cede 2013­05).Peña­Parga, X. y Glassman, A. (2004). Demand for Child Care and Female Employ-

ment in Colombia (Documentos cede 2004­43).Ramírez, N. (2008). ¿Poder o desventaja? El derecho de las mujeres a no ser despe­

didas durante el embarazo (Tesis de maestría). Universidad de los Andes, Bo­gotá.

Rossin­Slater, M., Ruhm, C. y Waldfogel, J. (2013). The Effects of California’s Paid Family Leave Program on Mother’s Leave Taking and Subsequent Labor Mar­ket Outcomes. Journal of Policy Analysis and Management, 32(2), 224­245.

Ruhm, C. J. (1998). The Economic Consequences of Parental Leave Mandates: Les­sons from Europe. Quarterly Journal of Economics, 113(1), 295­317.

Schönberg, U. y Ludsteck, J. (2007). Maternity Leave Legislation, Female Labor Supply, and the Family Wage Gap (iza Discussion Papers No. 1699). Recuper­ado de http://nbn­resolving.de/urn:nbn:de:101:1­200804110188

Summers, L. (mayo, 1989). Some Simple Economics of Mandated Benefits. Ameri-can Economic Review, Papers and Proceedings, 79(2), 177­183.

76 • Natalia Ramírez Bustamante, Ana María Tribin Uribe y Carmiña O. Vargas

Apéndice AEfecto marginal de la Ley 1468 de 2011 en el mercado laboral de las mujeres

Escenario base†

Efecto marginal (1) (2) (3) (4)Nivel

educativo Estado civil Cabeza de familia

Inactividad Desempleo Informalidad Autoempleo

Alto 0 0 0.007***(0.002)

­.004(0.003)

0.008*(0.004)

0.004*(0.002)

Alto 0 1 0.005***(0.001)

­.003(0.003)

0.008*(0.004)

0.005*(0.002)

Alto 1 0 0.009***(0.002)

­.004(0.003)

0.008*(0.004)

0.005*(0.003)

Alto 1 1 0.008***(0.002)

­.003(0.003)

0.008*(0.004)

0.005*(0.003)

Bajo 0 0 0.009***(0.002)

­.004(0.003)

0.006*(0.003)

0.005*(0.003)

Bajo 0 1 0.007***(0.002)

­.003(0.003)

0.006*(0.003)

0.006*(0.003)

Bajo 1 0 0.010***(0.003)

­.004(0.003)

0.005*(0.002)

0.006*(0.003)

Bajo 1 1 0.009***(0.002)

­.003(0.003)

0.005*(0.002)

0.006*(0.004)

† Se estiman los efectos marginales para una mujer en el grupo de tratamiento mediante muestreo; es de 23.87 años de edad, vive en un hogar compuesto de 4.51 miembros y 1.07 niños, su estrato económico es 2.27, viviendo en Bogotá en junio de 2012, sin pareja y no es cabeza de familia. El nivel educativo se determina en función de los años de educación; se considera que la persona tiene un “Nivel educativo alto” si tiene más de 11 años de educación. Estado civil: el valor 1 indica que no vive con pareja, mientras el valor 0 indica las demás situaciones. Errores estándar se indican entre paréntesis.* Los coeficientes son significativos al nivel de 10%.** Los coeficientes son significativos al nivel de 5%.*** Los coeficientes son significativos al nivel de 1%.

Maternidad y mercados laborales: el impacto de la legislación en Colombia • 77

Apéndice BEfecto marginal de la Ley 1468 de 2011 sobre el mercado laboral de las mujeres

Todas las regiones metropolitanas†

(1)Inactividad

(2)Desempleo

(3)Informalidad

(4)Autoempleo

Efecto marginal Nivel bajo

educativo alto

Nivel bajo

educativo alto

Nivel bajo

educativo alto

Nivel bajo

educativo alto

Barranquilla 0.010***(0.003)

0.010***(0.003)

­.004(0.003)

­.004 (0.003)

0.003*(0.002)

0.007*(0.004)

0.006*(0.003)

0.005*(0.003)

Bogotá 0.009***(0.002)

0.008***(0.002)

­.004(0.003)

­.004 (0.003)

0.005*(0.003)

0.008*(0.004)

0.006*(0.002)

0.004*(0.002)

Cartagena 0.010***(0.003)

0.010***(0.003)

­.004(0.003)

­.004 (0.003)

0.004*(0.002)

0.008*(0.004)

0.007*(0.003)

0.006*(0.003)

Manizales 0.010***(0.003)

0.009***(0.003)

­.004(0.004)

­.004 (0.004)

0.006*(0.003)

0.008*(0.004)

0.005*(0.002)

0.004*(0.002)

Montería 0.010***(0.003)

0.008***(0.002)

­.004(0.003)

­.004 (0.003)

0.003*(0.002)

0.007*(0.004)

0.006*(0.003)

0.005*(0.003)

Villavicencio 0.010***(0.003)

0.009***(0.002)

­.004(0.003)

­.004 (0.003)

0.004*(0.002)

0.008*(0.004)

0.006*(0.003)

0.005*(0.003)

Pasto 0.010***(0.003)

0.009***(0.002)

­.004(0.003)

­.004 (0.003)

0.003*(0.001)

0.007*(0.004)

0.006*(0.003)

0.005*(0.003)

Cúcuta 0.010***(0.003)

0.009***(0.002)

­.004(0.004)

­.004 (0.003)

0.003*(0.001)

0.007*(0.004)

0.007*(0.003)

0.006*(0.003)

Pereira 0.010***(0.003)

0.009***(0.002)

­.005(0.004)

­.005(0.004)

0.005*(0.002)

0.008*(0.004)

0.006*(0.003)

0.005*(0.003)

Bucaramanga 0.009***(0.002)

0.007***(0.002)

­.004(0.003)

­.004 (0.003)

0.004*(0.002)

0.008*(0.004)

0.007*(0.003)

0.006*(0.003)

Ibagué 0.009***(0.002)

0.007***(0.002)

­.005(0.004)

­.004 (0.004)

0.004*(0.002)

0.008*(0.004)

0.006*(0.003)

0.005*(0.003)

Cali 0.010***(0.003)

0.008***(0.002)

­.004(0.004)

­.004 (0.003)

0.005*(0.002)

0.008*(0.004)

0.006*(0.003)

0.005*(0.003)

† Se estiman los efectos marginales para una mujer en el grupo de tratamiento mediante muestreo; es de 23.87 años de edad, vive en un hogar compuesto de 4.51 miembros y 1.07 niños, su estrato económico es 2.27, en junio de 2012; la mujer puede tener (i) un nivel educativo alto (igual o mayor a 12 años de educación), o (ii) un nivel educativo bajo (un máximo de 11 años de educación). Errores estándar se indican entre paréntesis. * Los coeficientes son significativos al nivel de 10%.** Los coeficientes son significativos al nivel de 5%.*** Los coeficientes son significativos al nivel de 1%.

78 • Natalia Ramírez Bustamante, Ana María Tribin Uribe y Carmiña O. Vargas

Apéndice CEfecto marginal de la Ley 1468 de 2011 sobre el mercado laboral de las mujeres

Inferencias temporales alternativas†

Efecto marginal(1)

Inactividad (2)

Desempleo (3)

Informalidad (4)

Autoempleo Nivel educativo Estado civil Cabeza de

familia

Panel A. Al eliminar los dos meses previos y los dos meses posteriores a la promulgación de ley

Alto 0 0 0.007***(0.002)

­.004(0.003)

0.008*(0.004)

0.005*(0.002)

Alto 0 1 0.005***(0.001)

­.003(0.003)

0.008*(0.004)

0.005*(0.003)

Alto 1 0 0.009***(0.003)

­.004(0.003)

0.008*(0.004)

0.006*(0.003)

Alto 1 1 0.008***(0.002)

­.003(0.003)

0.008*(0.004)

0.006*(0.003)

Bajo 0 0 0.009***(0.002)

­.004(0.003)

0.006*(0.003)

0.006*(0.003)

Bajo 0 1 0.007***(0.002)

­.003(0.003)

0.006*(0.003)

0.007*(0.003)

Bajo 1 0 0.011***(0.003)

­.004(0.003)

0.005*(0.003)

0.007*(0.003)

Bajo 1 1 0.010***(0.003)

­.003(0.003)

0.005*(0.003)

0.008*(0.004)

Panel B. Al eliminar los dos meses previos y cuatro meses posteriores a la promulgación de ley

Alto 0 0 0.008***(0.002)

­.005(0.003)

0.007*(0.004)

0.004*(0.002)

Alto 0 1 0.006***(0.001)

­.005(0.003)

0.007*(0.004)

0.005*(0.003)

Alto 1 0 0.011***(0.003)

­.005(0.003)

0.007*(0.004)

0.005*(0.003)

Alto 1 1 0.009***(0.002)

­.004(0.003)

0.007*(0.004)

0.006*(0.003)

Bajo 0 0 0.010***(0.002)

­.005(0.003)

0.005*(0.003)

0.006*(0.003)

Bajo 0 1 0.008***(0.002)

­.005(0.003)

0.005*(0.003)

0.007*(0.003)

Bajo 1 0 0.012***(0.003)

­.005(0.003)

0.005*(0.003)

0.007*(0.004)

Bajo 1 1 0.011***(0.003)

­.005(0.003)

0.005*(0.003)

0.007*(0.004)

Maternidad y mercados laborales: el impacto de la legislación en Colombia • 79

Panel C. Al eliminar los dos meses previos y los seis meses posteriores a la promulgación de ley

Alto 0 0 0.010***(0.002)

­.005(0.003)

0.008*(0.004)

0.005*(0.002)

Alto 0 1 0.007***(0.001)

­.004(0.003)

0.008*(0.004)

0.005*(0.003)

Alto 1 0 0.013***(0.003)

­.005(0.003)

0.008*(0.004)

0.006*(0.003)

Alto 1 1 0.011***(0.002)

­.004(0.003)

0.008*(0.004)

0.006*(0.003)

Bajo 0 0 0.012***(0.002)

­.005(0.003)

0.006*(0.003)

0.006*(0.003)

Bajo 0 1 0.010***(0.002)

­.005(0.003)

0.006*(0.003)

0.007*(0.004)

Bajo 1 0 0.014***(0.003)

­.005(0.003)

0.005*(0.003)

0.007*(0.004)

Bajo 1 1 0.013***(0.003)

­.004(0.003)

0.005*(0.003)

0.008*(0.004)

† Se estiman los efectos marginales para una mujer en el grupo de tratamiento mediante muestreo; es de 23.87 años de edad, vive en un hogar compuesto de 4.51 miembros y 1.07 niños, su estrato económico es 2.27, viviendo en Bogotá en junio de 2012. Los efectos margina­les se estimaron para varios escenarios combinando tres variables ficticias: El nivel educativo, que se determina en función de los años de educación; se considera que la persona tiene un “Nivel educativo alto” si tiene más de 11 años de educación. El estado civil toma el valor de 1 si el individuo tiene pareja, mientras el valor 0 indica las demás situaciones; la variable “Cabeza de familia” toma el valor de 1 cuando el individuo es el cabeza de familia y el valor 0 en las demás situaciones. Errores estándar se indican entre paréntesis.* Los coeficientes son significativos al nivel de 10%.** Los coeficientes son significativos al nivel de 5%.*** Los coeficientes son significativos al nivel de 1%.

80 • Natalia Ramírez Bustamante, Ana María Tribin Uribe y Carmiña O. Vargas

Apéndice DEfecto marginal de la Ley 1468 de 2011 sobre el mercado laboral de los hombres†

Efecto marginal(1)

Inactividad (2)

Desempleo (3)

Informalidad (4)

Autoempleo Nivel educativo Estado civil Cabeza de

familia

Alto 0 0 ­.002(0.002)

0.004(0.003)

0.009**(0.003)

­.001(0.002)

Alto 0 1 ­.002(0.001)

0.003(0.002)

0.009**(0.003)

­.001(0.002)

Alto 1 0 ­.001(0.002)

0.003(0.002)

0.009**(0.003)

­.001(0.002)

Alto 1 1 ­.001(0.002)

0.002(0.001)

0.008**(0.003)

­.001(0.002)

Bajo 0 0 ­.002(0.002)

0.004(0.003)

0.007**(0.003)

­.001(0.003)

Bajo 0 1 ­.001(0.002)

0.003(0.002)

0.008**(0.003)

­.001(0.003)

Bajo 1 0 ­.001(0.003)

0.003(0.002)

0.008**(0.003)

­.001(0.003)

Bajo 1 1 ­.001(0.002)

0.002(0.001)

0.009**(0.003)

­.001(0.003)

† Se estiman los efectos marginales para un hombre en el grupo de tratamiento, usando el muestreo; es de 23.79 años de edad, vive en un hogar compuesto por 4.48 miembros y 0.77 niños, su estrato económico es 2.24, viviendo en Bogotá en junio de 2012. Los efectos marginales se estimaron para varios escenarios combinando tres variables ficticias: El nivel educativo, que se determina en función de los años de educación; se considera que la persona tiene un “Nivel educativo alto” si tiene más de 11 años de educación. El estado civil toma el valor de 1 si el individuo tiene pareja, mientras el valor 0 indica las demás situaciones; la variable “Cabeza de familia” toma el valor de 1 cuando el individuo es el cabeza de familia y el valor 0 en las demás situaciones. Errores estándar se indican entre paréntesis. * Los coeficientes son significativos al nivel de 10%.** Los coeficientes son significativos al nivel de 5%.*** Los coeficientes son significativos al nivel de 1%.

Maternidad y mercados laborales: el impacto de la legislación en Colombia • 81

Apéndice EEfectos marginales en el mercado laboral de las mujeres

Experimento placebo†

Efecto marginal(1)

Inactividad (2)

Desempleo (3)

Informalidad(4)

AutoempleoNivel educativo Estado civil Cabeza de

familia

Alto 0 0 0.006*(0.003)

­.008(0.005)

0.002(0.006)

0.001(0.004)

Alto 0 1 0.005*(0.002)

­.007(0.005)

0.002(0.006)

0.001(0.004)

Alto 1 0 0.008*(0.004)

­.008(0.005)

0.002(0.006)

0.001(0.004)

Alto 1 1 0.007*(0.004)

­.007(0.004)

0.002(0.006)

0.002(0.005)

Bajo 0 0 0.007*(0.004)

­.008(0.005)

0.001(0.005)

0.002(0.005)

Bajo 0 1 0.006*(0.003)

­.007(0.005)

0.001(0.004)

0.002(0.005)

Bajo 1 0 0.009*(0.005)

­.008(0.005)

0.001(0.004)

0.002(0.006)

Bajo 1 1 0.008*(0.004)

­.007(0.005)

0.001(0.004)

0.002(0.006)

† El periodo previo al tratamiento placebo es enero­diciembre de 2009. El periodo postratamiento placebo es enero­diciembre de 2010. Se estiman los efectos marginales para una mujer en el grupo de tratamiento mediante el muestreo; es de 23.87 años de edad, que vive en un hogar compuesto de 4.51 miembros y 1.07 niños, su estrato económico es 2.27, que vive en Bogotá en junio de 2012. Los efectos marginales se estimaron para varios escenarios combinando tres variables ficticias: El nivel educativo, que se determina en función de los años de educación; se considera que la persona tiene un “Nivel educativo alto” si tiene más de 11 años de educación. El estado civil toma el valor de 1 si el individuo tiene pareja, mientras el valor 0 indica las demás situaciones; la variable “Cabeza de familia” toma el valor de 1 cuando el individuo es el cabeza de familia y el valor 0 en las demás situaciones. Errores estándar se indican entre paréntesis.* Los coeficientes son significativos al nivel de 10%.** Los coeficientes son significativos al nivel de 5%.*** Los coeficientes son significativos al nivel de 1%.

82 • Natalia Ramírez Bustamante, Ana María Tribin Uribe y Carmiña O. Vargas

Apéndice FEfecto marginal de la Ley 1468 de 2011 sobre el mercado laboral de las mujeres

Grupo de control: hombres entre 18 y 30 años de edad†

Efecto marginal(1)

Inactividad (2)

Desempleo (3)

Informalidad(4)

AutoempleoNivel educativo Estado civil Cabeza de

familia

Alto 0 0 ­.001(0.001)

0.004*(0.002)

0.013***(0.003)

0.005*(0.003)

Alto 0 1 ­.0008(0.000)

0.002*(0.001)

0.012***(0.003)

0.005*(0.002)

Alto 1 0 ­.002(0.002)

0.003*(0.002)

0.012***(0.003)

0.006*(0.003)

Alto 1 1 ­.001(0.001)

0.002*(0.001)

0.011***(0.003)

0.006*(0.003)

Bajo 0 0 ­.001(0.001)

0.004*(0.002)

0.014***(0.004)

0.006*(0.003)

Bajo 0 1 ­.0007(0.000)

0.002*(0.001)

0.014***(0.004)

0.006*(0.003)

Bajo 1 0 ­.001(0.002)

0.003*(0.002)

0.014***(0.004)

0.006*(0.003)

Bajo 1 1 ­.001(0.001)

0.002*(0.001)

0.014***(0.004)

0.006*(0.004)

† Se estiman los efectos marginales para una mujer en el grupo de tratamiento mediante el muestreo; es de 23.87 años de edad, que vive en un hogar compuesto de 4.51 miembros y 1.07 niños, su estrato económico es 2.27, que vive en Bogotá en junio de 2012. Los efectos marginales se estimaron para varios escenarios combinando tres variables ficticias: El nivel educativo, que se determina en función de los años de educación; se considera que la persona tiene un “Nivel educativo alto” si tiene más de 11 años de educación. El estado civil toma el valor de 1 si el individuo tiene pareja, mientras el valor 0 indica las demás situaciones; la variable “Cabeza de familia” toma el valor de 1 cuando el individuo es el cabeza de familia y el valor 0 en las demás situaciones. Errores estándar se indican entre paréntesis.* Los coeficientes son significativos al nivel de 10%.** Los coeficientes son significativos al nivel de 5%.*** Los coeficientes son significativos al nivel de 1%.