pd_vXXVII_n4_1996_art 3

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Diferenciales salariales entre 
hombres y muieres no asalariadas 
durante el período 1984 - 1994* 
Mauricio Perfetti** 
Este trabajo muestra que, al contrario de lo sucedido con los trabaja-
dores asalariados, el diferencial salarial entre hombres y mujeres no 
asalariadas está, en gran parte también, determinado por las diferen-
cias de las características entre ambos sexos. En otras palabras, el 
aumento en el logro educativo de las mujeres en Colombia, si bien ha 
contribuido a la disminución de los diferenciales entre trabajadores 
hombres y mujeres asalariados, no ha sido suficiente para reducir los 
diferenciales en características entre ambos para el segmento del 
mercado laboral compuesto por trabajadores no asalariados. 
Las estimaciones realizadas en la presente investigación indican, por 
una parte, que los hombres y las mujeres no asalariadas poseen dife-
rentes características o dotación de capital humano y esto determina 
una proporción importante del diferencial salarial. Por otra parte, 
dado que las ocupaciones se relacionan con la educación, dicha rela-
ción podría estar desempeñando un papel importante en el diferen-
cial salarial. 
* La presente investigación fue financiada por Fonade (contrato No de 1995) para el 
DNP-UDS. El trabajo y las opiniones aquí expresadas no comprometen al DNP ni 
a Fonade y son exclusiva responsabilidad del autor, así como sus insuficiencias y 
errores. El autor quiere agradecer, de manera muy especial, a Barry Reilly por su 
permanente asesoría y comentarios. Igualmente, a Phi! Warren-Tucker por su 
colaboración para la lectura de las encuestas en Inglaterra. A la UDS, en particu-
lar, a Margarita Peña, Marta Luz Henao, Jesús Duarte, Juan Carlos Ortega, por su 
permanente colaboración. A Luis Carlos Mera y sus colegas por el envío de las 
encuestas y la contribución a la solución de algunos problemas en el procesamien-
to de ellas. Mi deuda de gratitud con Juan Carlos Ramírez. Por supuesto, con 
Gloria mi esposa y conJuanJosé, Merce y Aída por las interminables gestiones en 
la administración del contrato. Este trabajo se dedica a Aura Rivera, una de las 
mujeres que más ha contribuido por muchos años a la equidad desde el sector 
público Finalmente, ojalá que el presente estudio contribuya, de alguna manera, a 
un mejor entendimiento de la equidad entre hombres y mujeres. 
** Consultor. 
Diferenciales salariales entre hombres y mujeres 
no asalariadas durante el período 1984 - 1994 
Introducción 
L os países latinoamericanos expe-rimentaron shocks en el sector externo, variaciones en los térmi-
nos de intercambio y la crisis de la deuda 
externa al final de los setenta y comienzos 
de los ochenta. En vista de lo anterior, la 
mayoría de estos países no tuvo otra op-
ción que establecer políticas de estabiliza-
ción macroeconómica y la liberalización del 
comercio internacional. 
El impacto de la estabilización macroeco-
nómica y la apertura económica podría ha-
ber tenido efectos en el mercado laboral 
adicionales a aquellos básicos o primarios 
señalados por Horton et al. (1991)1, y co-
múnmente aceptados por los analistas del 
mercado laboral. 
En primer lugar, existe evidencia interna-
cional que el ajuste estructural afectó tam-
bién los retornos a la calificación de la mano 
de obra, y alteró los diferenciales entre 
hombres y mujeres y entre trabajadores 
formales e informales. Lo anterior fue seña-
lado por Horton et al (1991) para una mues-
tra de países que no incluyó a Colombia. 
En segundo lugar, Robbins (1995) encon-
tró que, en el caso de Bogotá, la demanda 
relativa por mano de obra, calificada/no ca-
lificada, fue sesgada hacia mayores niveles 
de calificación después del ajuste ma-
croeconómico; esta mayor demanda, según 
el mismo autor, provino del crecimiento de 
exportaciones manufactureras intensivas 
en mano de obra calificada. Un efecto simi-
lar2 ha sido analizado recientemente por 
Cárdenas y Gutiérrez (1996) para los años 
noventa. Estos cambios en la demanda re-
lativa parecen haber afectado las tasas de 
retorno a la educación, al menos para los 
trabajadores asalariados (Perfetti, 1996). 
Finalmente, muchos países, incluido Co-
lombia, adelantaron reformas tendientes a 
flexibilizar el mercado laboral. La inciden-
cia de la reforma laboral ha sido importan-
te, desde el punto de vista del mayor em-
pleo generado, tal como lo han señalado 
Lora y Henao (1995). Así mismo, Hommes 
' La distinción entre dichas clases de ajustes o políticas fue introducida por Horton et al (1991), y es impor-
tante pues ambas tienen efectos diferentes en el mercado laboral. La estabilización macroeconómica 
recae en el nivel de desempleo o salario real, y ambas variables son vistas como indicadores del compor-
tamiento del mercado laboral durante dicho proceso. Otra forma de ajuste en el mercado laboral consiste 
en movimientos del sector formal a segmentos no asalariados. Por contraste, durante la apertura el mer-
cado laboral es afectado por cambios en el empleo sectorial y en lo5 salarios relativos. Se esperaban 
movimientos del empleo desde el sector no-transable hacia el transablc. 
Similar en el efecto, mas completamente diferente en las causas. Cárdenas y Gutié1Tez (1996) insisten, 
por ejemplo, en el efecto que tuvo el aumento de las cotizaciones a la seguridad social en los costos 
laborales. 
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Vol. XXVII, No. 4, octubre - diciembre 1996 
et al (1994) muestran que el sector infor-
mal se redujo entre 1992 y 1994 como con-
secuencia de dicha reforma. 
No cabe duda que los efectos anteriores en 
el mercado laboral podrían haber alterado 
el tratamiento salarial de trabajadores de 
distinto sexo. A pesar de ello no se ha rea-
lizado ninguna investigación que analice 
qué ha sucedido con los diferenciales sala-
riales entre hombres y mujeres, de los tra-
bajadores no asalariados durante dicho pe-
ríodo. De acuerdo con el único estudio pre-
vio que ha investigado el tema, dichos di-
ferenciales eran extraordinariamente ele-
vados hacia finales de la década del 80. 
Esta investigación busca, de alguna mane-
ra, llenar ese vacío, teniendo en cuenta que 
uno de los objetivos explícitos del Plan de 
Desarrollo El Salto Social es el pago de la 
deuda social con la mujer y la promoción 
de la equidad entre hombres y mujeres. El 
objetivo principal de la presente investiga-
ción consiste, por tanto, en estimar el dife-
rencial salarial entre hombres y mujeres 
entre 1984 y 1994 para el segmento del 
mercado laboral compuesto por trabajado-
res no asalariados:i. 
La evidencia presentada en este trabajo 
muestra que, al contrario de lo sucedido 
con los trabajadores asalariados, el diferen-
cial salarial entre hombres y mujeres no 
asalariadas está, en gran parte, también de-
terminado por diferencias en característi-
cas entre ambos sexos. En otras palabras, 
el aumento en el logro educativo de las 
mujeres, en general, en Colombia, si bien 
ha contribuido a la disminución de los dife-
renciales entre trabajadores asalariados 
hombres y mujeres no ha sido suficiente 
para reducir los diferenciales en caracte-
rísticas entre ambos para el segmento del 
mercado laboral compuesto por trabajado-
res no asalariados. 
En la primera sección se presenta la defi-
nición más comúnmente aceptada de dis-
criminación, y algunas de los modelos e in-
terpretaciones que permitirían explicarla. 
En la segunda sección se presenta la me-
3 Esta investigación no sigue la tradicional definición del sector informal por dos razones fundamentales. 
En primer lugar, los problemas conceptuales y empíricos que surgen del uso de definiciones meramente 
estadísticas han sido extensamente ilustrados y discutidos recientemente. Básicamente, tal tipo de defi-
niciones no tiene en cuenta la heterogeneidad del sector informal (Fields, 1990) y hace que existan gran-
des riesgos de que no estén todos los que son ni sean todos los que están (Smith, 1992). En segundo lugar, 
y no menosimportante, es la necesidad de poder hacer comparaciones con estudios previos. Dado que los 
escasos estudios previos calcularon el diferencial salarial para trabajadores no asalariados y no para el 
sector informal, tal como se define en Colombia, se prefirió, igualmente, seguir tal desagregación. Sin 
embargo, una contribución adicional de esta investigación fue que hizo las estimaciones separadamente 
para el total de trabajadores no asalariados, los cuenta-propia y los empleadores. 
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Diferenciales salariales entre hombres y mujeres 
no asalariadas durante el período 1984 - 1994 
todología utilizada. Esta, fundamentalmen-
te, sigue la descomposición de Oaxaca 
(1973) con el fin de hacer comparaciones 
con los estudios previos. En la sección tres 
se presenta la información y la muestra 
utilizada. Se enfatiza en la presentación de 
la rr,.edia de las características de los traba-
jadores no asalariados, y las dos sub-mues-
tras: cuenta-propia y empleadores. En la 
cuarta sección se presentan los principa-
les resultados de las estimaciones realiza-
das para la totalidad de los trabajadores no 
asalariados y para cuenta-propia y emplea-
dores. Finalmente, se presentan conclusio-
nes y algunos aspectos de política. 
Definición de 
discriminación y modelos 
que explican diferenciales 
salariales entre género, 
raza o grupos 
mayoritarios y 
minoritarios 
La definición de discriminación1 más co-
múnmente aceptada es la definición suge-
rida por Becker (1971): la diferencia entre 
el salario que sería ofrecido a una mujer o 
trabajador del grupo minoritario relativo al 
salario de un trabajador hombre o del gru-
po mayoritario, igualmente calificado. Para 
tal efecto, el coeficiente de discriminación 
para un empleador que puede contratar a 
una mujer o a un trabajador del grupo mi-
noritario al salario w, sería dado por: 
donde wm es el salario que el empleador 
está dispuesto a ofrecer a la mujer o el tra-
bajador del grupo minoritario. 
Cuando d. es mayor que uno, los emplea-
' 
dores incurren en costos adicionales como 
consecuencia del mayor costo de los traba-
jadores del grupo mayoritario o no discri-
minado. Este mayor costo es la consecuen-
cia del prejuicio, por gusto o inclinación, por 
parte de los empleadores en contra de los 
grupos minoritarios. El costo de la discri-
minación es, por tanto, d,w1i y, en este caso 
la restricción de presupuesto sería más 
pendiente. La firma operará a lo largo de esa 
nueva línea de presupuesto contratando 
solo hombres trabajadores. Este comporta-
miento produce mayores costos salariales 
que si mujeres trabajadoras fueran contra-
' Uno de los problemas con la definición de discriminación es la existencia de diferentes conceptos e inter-
pretaciones. Sin embargo, los especialistas están de acuerdo que la discriminación surge del lado de la 
demanda en el mercado laboral. Además de dicho problema cor.ceptual, existe un problema empírico con 
la definición de discriminación: ésta es estimada como un residuo, después de tener en cuenta todas las 
otras variables relevantes que se conocen como causantes de los diferenciales salariales. En otras pala-
bras, la discriminación e:; inferida más bien que observada directamente (Sloane, 1985). 
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tadas, y los salarios de hombres son mayo-
res que aquellos de las mujeres. 
La mayor conclusión en este caso es que 
la discriminación por empleadores basados 
en sus propios gustos y prejuicios implica 
que estos maximizan utilidad, que es afec-
tada por ambos conceptos, las ganancias y 
el gusto discriminador, en vez de maximi-
zar únicamente las ganancias monetarias 
(Hammermesh y Rees, 1993). 
Sloane (1985) presentó una formulación 
matemática del modelo de Becker hacien-
do algunos supuestos adicionales5. La prin-
cipal conclusión acerca de la discriminación 
por parte del empleador, de acuerdo con 
este autor, es que existe una relación in-
versa entre el radio de salario entre grupo 
minoritario/grupo mayoritario y el radio de 
empleo entre ambos grupos. Entre mayor 
ocupaciones, profesionales y clericales. Sin 
gusto discrimmatorio por parte de los em-
pleadores, la curva de oferta en cada mer-
cado es la usual curva de oferta laboral, con 
un salario de equilibrio determinado por la 
oferta y la demanda. 
Si existe discriminación, las mujeres ten-
drían que abandonar el mercado de los pro-
fesionales y tendrían que migrar hacia ocu-
paciones clericales. Esta migración tiene 
dos importantes efectos: de una parte, hay 
una reducción en el mercado de profesiona-
les haciendo mover hacia la izquierda la 
oferta, se contrae, y aumentando al mismo 
tiempo el salario de equilibrio. De otra par-
te, se genera una mayor oferta laboral en las 
ocupaciones clericales, donde se presenta, 
precisamente, el exceso ocupacional, redu-
ciendo, por tanto, el salario de equilibrio. 
sea este último radio, menor será el sala- El principal resultado de este modelo es 
rio del grupo minoritario. que mujeres y hombres en la misma ocu-
Existen dos teorías adicionales que tratan 
de explicar el origen de la discriminación. 
Estas son conocidas como discriminación 
explicada por exceso ocupacional y discri-
minación estadística. 
El principal supuesto de la teoría del exce-
so ocupacional es la existencia de solo dos 
pación podrían recibir el mismo pago osa-
lario, pero el salario de las mujeres será 
menor en el agregado, debido al exceso 
ocupacional en las ocupaciones clericales. 
El exceso ocupacional surge, debido a la 
relativa aversión de los empleadores por 
emplear mujeres en las ocupaciones me-
jor pagadas. En este caso, la discriminación 
existe porque las mujeres o los grupos mi-
Este autor reemplaza la expresión para los beneficios totales en la función de utilid;id y maximiza esta 
última con respecto al <empleo del grupo mayoritario y minoritario. 
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Diferenciales salariales entre hombres y mujeres 
no asalariadas durante el período 1984 - 1994 
noritarios están en diferentes ocupaciones 
en relación con los hombres o los grupos 
mayoritariosº. 
La teoría de la discriminación estadística 
se basa en el hecho que los empleadores 
tienen una mayor dificultad en conocer la 
verdadera productividad de mujeres o gru-
pos minoritarios que en conocer la de hom-
bres o grupos mayoritarios. Los tests usa-
dos para tales propósitos no indican la pro-
ductividad probable de los grupos minori-
tarios; en el caso de las mujeres, porque 
estas no tienen la misma permanencia en 
el mercado laboral que los hombres, debi-
do a que las mujeres están algunas veces 
ocupadas en actividades del hogar, lo que 
les impide participar en el mercado laboral 
o determinando permanentes entradas y 
salidas. De acuerdo con lo anterior, los 
empleadores le dan preferencia a los hom-
bres, aun con un resultado del test de pro-
ductividad inferior al de las mujeres. 
La principal conclusión de este modelo es 
que las mujeres o los grupos minoritarios 
recibirán menor salario que los hombres o 
grupos mayoritarios con iguales habilida-
des con el fin de compensar el riesgo que 
las mujeres o los grupos minoritarios sean 
menos productivos. El resultado final de la 
aplicación geométrica de este modelo es 
que las mujeres devengarán menos que los 
hombres, a pesar de que las mujeres son 
tan productivas como los hombres. Ello en 
razón al riesgo para los empleadores de 
usar dichos test, pues la productividad de 
las mujeres o del grupo minoritario podría 
estar realmente por debajo de la producti-
vidad óptima, dado que el test no tiene la 
capacidad para mostrar la productividad 
probable de las mujeres. Este último es un 
riesgo que el empleador no está dispuesto 
a asumir. 
Un análisis muy importante que surge para 
explicar los diferenciales salariales entre 
hombres y mujeres está relacionado con la 
teoría del capital humano. Diferente nivel 
de escolaridad entre el grupo mayoritario 
y el grupo minoritario, a favor del primero,por supuesto, podría ser una de las causas 
de la existencia de diferenciales de sala-
rios entre hombres y mujeres. Las muje-
res o grupos étnicos minoritarios podrían 
tener menores niveles de salario en com-
6 Sin embargo, la segregación ocupacional resulta, no solamente por un comportamiento discriminatorio de 
los empleadores hombres sino, también, del reconocimiento que las mujeres son más propensas a aban-
donar el mercado laboral durante varios períodos de tiempo durante su vida laboral. Esta particular carac-
terística de la participación femenina en el mercado laboral determina que los empleadores invierten 
menos en la formación profesional y técnica de las mujeres (Cain, 1986). Esta podría ser una razón por la 
cual las mujeres trabajarían en ocupaciones con menor salario. 
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Vol. XXVII, No. 4, octubre - diciembre 1996 
paración con los grupos mayoritarios, si el Estudios previos 
primer grupo presenta menores niveles de 
educación. 
Existen dos posibles razones por las cua-
les los grupos minoritarios podrían tener 
menor educación. Podría existir discrimi-
nación en el lado de la oferta, o sea, que las 
mujeres o los grupos étnicos minoritarios 
presentan un restringido acceso a la edu-
cación. Por supuesto que este tipo de dis-
criminación depende de las políticas guber-
namentales en materia de cobertura de la 
educación. Pero, también, podría existir 
discriminación, desde el punto de vista de 
la demanda por educación: Un grupo mi-
noritario podría tener bajos retornos a la 
educación y, por tanto, decidiría invertir 
menos en educación (Addison and Siebert, 
1979). Estas menores expectativas de ta-
sas de retorno podrían ser el resultado de: 
i) la existencia de discriminación previa que 
afecta la valoración de la inversión en edu-
cación; ii) expectativas de futura discrimi-
nación en el mercado laboral y, finalmen-
te; iii) situaciones particulares referidas a 
la participación laboral de mujeres en el fu-
turo y su papel en el hogar. 
Los trabajos de Tenjo (1992, 1993) y el de 
Vélez y Winter (1992) son las únicas in-
vestigaciones que han estudiado reciente-
mente los determinantes y el tamaño del 
diferencial de salarios entre hombres y mu-
jeres en Colombia. 
El modelo estimado por Tenjo en investi-
gación de 1993 utilizó información prove-
niente de la Encuesta Nacional de Hoga-
res para los años de 1976, 1980, 1984 y 
1989. El autor tomó una muestra que in-
cluyó solamente a los trabajadores de Bo-
gotá. El autor dividió la base de datos en-
tre trabajadores asalariados y no asalaria-
dos, incluyendo y excluyendo en la prime-
ra las empleadas de servicio doméstico. 
Tenjo estimó dos tipos diferentes de ecua-
ciones con el fin de calcular la descompo-
sición de Oaxaca7• 
Tenjo encontró que las mujeres asalariadas 
tienen mayor nivel de capital humano que 
los hombres desde 1980. Como consecuen-
cia de lo anterior, más del 100 % en, térmi-
nos logarítmicos, del diferencial salarial con 
En la primera se usó la ecuación o función básica de ingresos o salarios de Mincer, usando salario por 
hora, en la segunda ecuación se adicionó un conjunto de variables dummy para tres grupos de ocupacio-
nes. Para la estimación de la función minceriana el autor definió educación como la completada por aque-
llos trabajadores que la reportaron en la encuesta y la experiencia fue definida como experiencia potencial, 
que en este caso es la edad, menos los años de educación completa, menos 5. Cinco es la edad a la que se 
supone los niños comienzan la primaria. 
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Diferenciales salariales entre hombres y muieres 
no asalariadas durante el período l 984 - 1994 
respecto a los hombres es debido a discri-
minación. Adicionalmente, dichos resulta-
dos muestran una disminución en el dife-
rencial salarial total, lo cual se explica, fun-
damentalmente, por una reducción en el 
diferencial generado u originado por carac-
terísticas diferentes entre ambos grupos. 
Este autor argumenta que dicha reducción 
ha sido consecuencia de la mayor educación 
alcanzada por las mujeres. Finalmente, 
muestra que mientras la reducción en la 
discriminación, debido a diferentes carac-
terísticas ha sido un permanente proceso 
entre 1976 y 1989, este no es el caso para 
el componente de discriminación propia-
Finalmente, es importante decir que sólo 
Tenjo (1993) ha estudiado el diferencial 
salarial para trabajadores no asalariados. 
Sus resultados sugieren que dicho diferen-
cial es mucho mayor que para trabajadores 
asalariados, excluyendo las empleadas de 
servicio doméstico; en contraste con dicho 
grupo, las mujeres no asalariadas presen-
tan una mayor disminución en el factor dis-
criminación durante los años ochenta, y 
este último explica cerca del 72.3<7c del di-
ferencial total en 1989. 
Metodología 
mente, pues disminuyó dramáticamente en Descomposición de Oaxaca 
1980, pero ha permanecido casi constante 
durante los años ochenta. Tal como ha sido mencionado por Tenjo 
(1993), la forma tradicional de estimar di-
Tenjo (1993) y Vélez y Winter (1992) es- ferenciales salariales es a través de la me-
tán de acuerdo que para Colombia en los todología propuesta por Oaxaca (197:-n, la 
años ochenta, las diferencias en la estruc- cual ha sido extensamente utilizada en la 
tura del mercado laboral son más impor- economía laboral. 
tantes que las diferencias en la dotación de 
capital humano, como explicación de los di-
ferenciales de salarios entre hombres y 
mujeres. Por tanto, gran parte de dicho di-
ferencial puede ser atribuido a pura y fran-
ca discriminación. Sin embargo, la reduc-
ción en el diferencial total, así como en la 
discriminación propiamente dicha, ha sido 
mucho más lenta. 
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La pregunta fundamental de la cual se par -
te es si los salarios entre hombres y muje-
res trabajadores comparables, difieren o no 
entre sí. Por tanto, al analizar los diferen-
ciales salariales entre hombres y mujeres 
tiene que permitirse que los salarios difie-
ran por dos razones o fuentes diferentes 
de variación: El primero es que los sala-
PLANEACION & DESARROLLO 
Vol. XXVII, No. 4, octubre - diciembre 1996 
rios pueden diferir entre hombres y muje-
res porque las características de educación 
y experiencia difieren entre ellos. Es de-
cir, las mujeres pueden tener más o me-
nos educación en comparación con los hom-
bres y las mujeres podrían tener menos ex-
periencia debido al tiempo que estas, en 
general, dedican a la matermdad y crianza 
de los hijos. Podría decirse que no hay ra-
zón para preocuparse por dicho tipo de di-
ferencial, pues este meramente indica que 
los trabajadores más calificados, sean mu-
jeres u hombres, reciben mayor pago. La 
segunda fuente de variación es que los sa-
larios podrían diferir si los retornos a las 
características individuales difieren entre 
géneros. Este es el diferencial salarial neto 
de los efectos de diferencias en caracterís-
ticas y es considerado como una cuasi ren-
ta pagada al trabajador solamente por el gé-
nero, en este caso por el hecho de ser hom-
bre. Este último componente es el que tra-
dicionalmente se considera como una me-
dida de la discriminación en el mercado la-
boral. 
La forma como Oaxaca (1973) propone tal 
descomposición fue previamente presen-
tada y explicada por Tenjo (199:·3) 8• Sin 
embargo, la presente investigación utilizó 
cuatro tipos de ecuación para la descom-
posición de Oaxaca9• Dichas ecuaciones son 
semilogarítmicas de ingresos tipo mince-
rianas (Mincer, 1974) y se estimaron se-
paradamente para hombres y mujeres. Las 
funciones mincerianas fueron originalmen-
te introducidas con el fin de analizar qué 
variables determinan los ingresos salaria-
les, en particular la relación entre capital 
humano e ingresos, donde el capital huma-
no es, en forma general, definido como edu-
cación y experiencia laboral. Estas funcio-
nes mincerianas se pueden estimar usan-
do las técnicas econométricas standard y 
cross-section data definida para individuosen un punto particular del tiempo. En esta 
investigación dicha función se estimará 
usando el método de mínimos cuadrados 
ordinarios. 
Unos cálculos adicionales son requeridos 
con el fin de poder obtener la significancia 
estadística de los componentes resultan-
tes de la descomposición de Oaxaca. Dado 
que los estimadores de los componentes 
del diferencial son funciones lineales de p, 
la matriz de los coeficientes reales, la va-
rianza de cada componente estimado pue-
de ser obtenida como una función lineal de 
los estimadores de p. Por tanto, la varian-
za del diferencial estimado, y que se origi-
na en las diferencias en características 
Para la explicación y representación gráfica de la metodología de Oaxaca ver Tenjo /1993), pp ll 7-119. 
" Para la especificación de la ecuaciones uti!i?adas ver Anexo Metodológico. 
75 
Diferenciales salariales entre hombres y mujeres 
no asalariadas durante el período 1984 - 1994 
entre hombres y mujeres es medido a tra- de Hogares (ENH) realizada por el Dane 
vés de: en las diez principales ciudades en junio111 
de 1984, 1988, 1992 y 199411 • Esto signifi-
XIX' (1) 
donde X= (Xh - Xm) = y I: es la matriz de 
varianza-covarianza obtenida de la ecuación 
de ingresos salariales de hombres. 
La varianza del otro componente del dife-
rencial es luego medida como: 
XIX' (2) 
ca que la cobertura de la muestra es exclu-
sivamente del mercado laboral urbano. La 
mayoría de los estudios previos ha tomado 
solo en consideración a Bogotá. 
Las muestras originales incluyen respec-
tivamente 42.202, 37.420, 32.918, y 32.948 
individuos entre 12 y más años que decla-
raron cualquier actividad laboral, sin impor-
tar la percepción de un salario, durante la 
semana anterior a la recolección de la 
donde X es el vector de los valores de las muestra. El análisis está restringido a tra-
medias de las mujeres y I: es la suma de bajadores no asalariados entre 15 y 65 años 
las matrices de varianza y covarianza de de edad, con ingresos diferentes o mayo-
las ecuaciones para hombres y mujeres. res a cero de quienes reportaron tener solo 
una ocupación principal. Por tanto, la mues-
Base de datos y muestra tra utilizada para el análisis está limitada 
para aquellos que ya tienen un solo trabajo 
La base de datos usada en esta investiga- u ocupación12 • Este hecho debe ser tenido 
ción es extraída de la Encuesta Nacional en cuenta al evaluar y hacer conclusiones. 
1º La razón para utilizar los junios es que las encuestas de dichos años incluyen el módulo al sector informal. 
Dicho módulo permite obtener información usualmente no disponible en las encuestas de hogares de 
otros meses diferentes. Estas preguntas incluyen importantes variables para la estimación de la funcio-
nes de ingreso salarial extendidas, tales como tamaño de planta. 
11 Existen dos razones para escoger dichos años: Primero, el ajuste estructural (estabilización más liberali-
zación del comercio internacional) fue realizado durante dicho período. Más aún. algunos efectos de la 
apertura económica ya se habían presentado en la economía para 1994 (Hommes et al., 1994, Cárdenas y 
Gutiérrez, 1996). En segundo lugar, existen varios problemas estadísticos en la encuesta de 1990 que 
afectan la compatibilidad de la serie (Caro, 1994). La encuesta de 1986 se eliminó con el fin de mantener 
dos períodos de tiempo comparables: 1984-1988 y 1992-1994. 
11 La exclusión de aquellos trabajadores que reportaron más de un trabajo podría truncar la muestra; sin 
embargo, de acuerdo con Psacharopoulos et al (1992) es posible decir que aquellos que tienen más de un 
trabajo u ocupación están similarmente distribuidos entre asalariados y no asalariados, y entre mujeres y 
hombres, por lo tanto las estimaciones no estarían sujetas a un serio sesgo estadístico. 
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PLANEACION & DESARROLLO 
Vol. XXVII, No. 4, octubre - diciembre 1996 
Un potencial sesgo de selección aparece 
cuando mujeres son incluidas en la mues-
tra. Mujeres con menor educación tienen 
mayores tasas de fertilidad, disminuyendo 
la participación de estas mujeres en el mer-
cado laboral; en este último caso surge el 
problema de la estimación de los retornos 
a características usando funciones mince-
rianas, lo cual se relaciona con cómo la 
mujeres destinan su tiempo al mercado la-
boral. Por tanto, algunos de los resultados 
deben evaluarse a la luz de dicha conside-
ración. 
Un problema empírico que resulta es que 
no se puede seguir o utilizar la tradicional 
definición de sector informal. De una par -
te, los trabajadores familiares sin remune-
ración no tienen ingresos y, por tanto, no 
podría establecerse una comparación en-
tre los salarios devengados por los hom-
bres versus el de las mujeres. De otra par-
te, en el caso de las empleadas domésti-
cas, esta es una actividad mayoritariamen-
te femenina en Colombia y, por tanto, los 
salarios de las mujeres no tendrían una con-
traparte para establecer la comparación13 • 
Por tales razones, se excluyó a los trabaja-
dores familiares sin remuneración y a las 
empleadas de servicio doméstico. 
La pertinencia de la muestra utilizada en 
esta investigación se corrobora al compa-
rar los resultados de las medias estimadas 
de las principales características de traba-
jadores no asalariados hombres con los 
obtenidos por Psacharopoulos et al (1992) 
en una muestra que solo incluyó hombres. 
Los autores construyeron una muestra de 
6.727 trabajadores no asalariados, utilizan-
do la Encuesta Nacional de Hogares para 
10 ciudades en junio de 1984. Las medias 
para años de escolaridad, edad y horas de 
trabajo semanales son casi idénticas. No fue 
posible comparar el ingreso salarial, debi-
do a que se desconoce el deflactor, y su 
base, utilizado por dichos autores. 
Los Cuadros 1, 2 y 3 presentan las medias 
de las principales características de hom-
bres y mujeres para la muestra y sub-mues-
tra utilizada en la presente investigación. 
Lo primero que es necesario notar es que 
existe un diferencial en años de escolari-
dad entre trabajadores no asalariados, hom-
bre y mujeres, estadísticamente significa-
11 Adicionalmente las empleadas de servicio doméstico corresponden a un grupo atípico de trabajadores. 
Además de ser una ocupación mayoritariamente femenina con bajos salarios y bajos niveles educativos, 
su salario incluye salarios en especie, cuyo valor puede estar viciado por problemas metodológicos en el 
cuestionario y la recolección de la información. Los resultados de Tenjo (1993) muestran cómo son de 
sensibles tanto la tasa de retorno a la educación como los diferenciales salariales entre hombres y muje-
res a la inclusión y exclusión de las empleadas de servicio doméstico. 
77 
Diferenciales salariales entre hombres y muieres 
no asalariadas durante el período 1984 - 1994 
tivo en favor de los primeros, así como para 
los cuenta-propia. Este resultado contras-
ta con la media obtenida por Tenjo (1993) 
para trabajadores asalariados, pues en ese 
caso las mujeres presentan mayores nive-
les de educación. Sin embargo, este dife-
rencial ha venido disminuyendo a lo largo 
del período. En el caso de los empleado-
res, dicho diferencial favorece a las muje-
res y es también estadísticamente signifi-
cativo. En segundo lugar, y después de 
construir el t-test para diferencias en me-
dias y proporciones, es posible decir que 
el promedio de educación para los trabaja-
dores no asalariados ha crecido estadísti-
camente a lo largo del período 1984-1994, 
y también al comparar 1994 y 1988 y 1988 
con 1984. Dicho comportamiento es simi-
lar, tanto para la totalidad de las trabajado-
ras no asalariadas mujeres, como para los 
dos géneros en cada una de las sub-mues-
tras utilizadas. Nótese, sin embargo, cómo 
la media de los años de educación ha creci-
do más rápidamente para las mujeres que 
para los hombres. 
La media de la proporción de los diferen-
tes niveles de cualificación educativa pre-
senta dramáticos cambios. La proporción 
de trabajadores no asalariados sin educa-ción disminuyó estadísticamente, tanto 
para hombres, como mujeres a lo largo de 
todo el período. Dicha reducción es de 40St, 
en el caso de los hombres entre 1984 y 
78 
1994, y de 55%, para mujeres (Cuadro 1). 
Dicha proporción se reduce estadística-
mente también para ambos géneros en las 
respectivas sub-muestras (Cuadros 2 y 3). 
Adicionalmente, mientras a comienzos del 
período había más mujeres, tanto en total 
como cuenta propia, que hombres sin edu-
cación, dicho diferencial se vuelve no sig-
nificativo estadísticamente en 1994. 
El comportamiento de la proporción para 
primaria es más disímil entre géneros y 
sub-muestra. Mientras la proporción de 
trabajadores no asalariados hombres con 
primaria se reduce estadísticamente en el 
período, esta permanece constante para las 
mujeres. Algo similar ocurre con la sub-
muestra de cuenta-propia y, en el caso de 
empleadores, dicha proporción decrece 
entre 1984-1994 para hombres y entre 1988 
y 1994 para mujeres. 
En el caso de las proporciones para secun-
daria se presentan incrementos notables y 
estadísticamente significativos, particular-
mente entre 1984 y 1994 y 1988 y 1994, 
Por tanto, el número, tanto de hombres, 
como de mujeres con educación secunda-
ria completa aumentó en el período para 
las diferentes sub muestras. Dicho incre-
mento fue de 60¼, en el caso de todos los 
hombres, y de 100%, en el caso de todas 
las mujeres. Tal incremento determinó que 
el diferencial en la proporción en educa-
PLANEACION & DESARROLLO 
Vol. XXVII, No. 4, octubre - diciembre 1996 
Cuadro 1 
Características medias de la muestra 
Total hombres - Total mujeres 
T rebajadores independientes 
Varlable 1984 1988 1992 1994 t-test t-test t-test 
88,184 94J88 94-84 
Total hombres 
Edad 38.87 39.20 39.30 39.40 0.072 0.192 0.008 
Horas semanales 50.90 51.10 51.40 51.30 0.242 0.253 0.082 
Años de escolaridad 6.5 6.9 7.3 7.6 0.001 0.000 0.000 
Sin educación 0.05 0.04 0.03 0.03 0.004 0.002 0.000 
Primaria inicial 0.24 0.22 0.18 0.17 0.005 0.000 0.000 
Primaria 0.24 0.25 0.24 0.22 0.102 0.001 0.004 
Secundaria inicial 0.26 0.27 0.26 0.28 0.107 0.119 0.007 
Secundaria 0.10 0.12 0.15 0.16 0.001 0.000 0.000 
Universidad inicial 0.04 0.04 0.04 0.05 1.000 0.006 0.004 
Universidad 0.06 0.06 0.08 0.08 1.000 0.000 0.000 
Ingreso salarial x hora 299.25 289.77 285.89 400.89 0.177 1.000 1.000 
Experiencia potencial 27.3 27.3 26.9 26.8 0.484 0.028 0.078 
Total mujeres 
Edad 38.69 38.30 38.30 38.60 0.091 0.145 0.374 
Horas semanales 40.70 41.50 39.50 42.00 0.062 0.165 0.006 
Años de escolaridad 5.8 6.3 6.8 7.3 0.001 0.000 0.000 
Sin educación 0.09 0.06 0.06 0.04 0.000 0.001 0.000 
Primaria inicial 0.27 0.25 0.20 0.18 0.039 0.000 0.000 
Primaria 0.23 0.23 0.23 0.22 1.000 0.176 0.172 
Secundaria inicial 0.25 0.26 0.27 0.28 0.188 0.040 0.004 
Secundaria 0.09 0.11 0.15 0.18 0.005 0.000 0.000 
Universidad inicial 0.02 0.04 0.04 0.04 0.000 1.000 0.000 
Universidad 0.04 0.04 0.05 0.06 1.000 0.001 0.001 
Ingreso salarial x hora 200.56 186.53 198.28 280.36 0.073 0.000 0.00 
Experiencia potencial 27.90 27.0 26.6 26.3 0.004 0.017 0.001 
Nota: t test = 1- Prob. v. 
79 
Diferenciales salariales entre hombres y mujeres 
no asalariadas durante el período 1984 - 1994 
Cuadro 2 
Características medias de la muestra 
Hombres - mujeres cuenta-propia 
Variable 1984 1988 1992 1994 t-test t-test t-test 
88184 94188 94-84 
Hombres C/propia 
Edad 38.3 38.6 38.6 39.0 0.122 0.070 0.003 
Horas semanales 50.2 50.4 50.4 50.4 0.271 1.000 0.274 
Años de escolaridad 6.2 6.4 6.9 7.1 0.007 0.000 0.000 
Sin educación 0.05 0.05 0.04 0.04 1.000 0.014 0.009 
Primaria inicial 0.26 0.23 0.19 0.19 0.001 0.000 0.000 
Primaria 0.24 0.25 0.25 0.23 0.130 0.017 0.126 
Secundaria inicial 0.26 0.28 0.28 0.29 0.015 0.155 0.001 
Secundaria 0.09 0.11 0.15 0.16 0.001 0.000 0.000 
Universidad inicial 0.03 0.03 0.035 0.04 1.000 0.006 0.004 
Universidad 0.05 0.04 0.05 0.06 1.000 0.001 0.001 
Ingreso salarial x hora 241.30 221.64 218.72 287.1 O 0.011 0.001 0.001 
Experiencia potencial 27.0 27.2 26.7 26.9 0.312 0.176 0.001 
Mujeres C/propia 
Edad 38.6 38.1 38.2 38.5 0.035 0.095 0.296 
Horas semanales 39.8 40.2 38.3 40.8 0.235 0.137 0.033 
Años de escolaridad 5.5 6.0 6.5 6.9 0.001 0.000 0.000 
Sin educación 0.09 0.06 0.06 0.05 0.000 0.066 0.000 
Primaria inicial 0.29 0.27 0.21 0.19 0.948 1.000 1.000 
Primaria 0.23 0.24 0.23 0.23 0.195 0.195 1.000 
Secundaria inicial 0.25 0.26 0.28 0.28 0.201 0.050 0.006 
Secundaria 0.08 0.10 0.14 0.16 0.006 0.000 0.000 
Universidad inicial 0.02 0.03 0.03 0.03 0.001 1.000 0.009 
Universidad 0.03 0.03 0.03 0.05 1.000 0.001 0.001 
Ingreso salarial x hora 178.95 158.70 172.69 215.60 0.281 0.000 0.001 
Experiencia potencial 28.0 27.1 26.7 26.7 0.004 0.128 0.001 
Nota: t test = 1- Prob. v. 
80 
PLANEACION & DESARROLLO 
Vol. XXVII, No. 4, octubre - diciembre 1996 
Cuadro 3 
Características medias de la muestra 
Hombres - Mujeres empleadoras 
Variable 1984 1988 1992 1994 t-test t-test t-test 
88184 94'88 94-84, 
Hombres empleadores 
Edad 41.3 41.1 41.0 40.5 0.354 0.082 0.035 
Horas semanales 53.9 53.6 53.9 53.7 0.302 0.430 0.361 
Años de escolaridad 7.8 8.4 8.5 8.8 0.001 0.011 0.000 
Sin educación 0.03 0.01 0.02 0.02 0.001 0.015 0.047 
Primaria inicial 0.17 0.16 0.15 0.11 0.248 0.001 1.000 
Primaria 0.23 0.22 0.20 0.20 0.272 0.101 0.028 
Secundaria inicial 0.26 0.24 0.24 0.26 0.121 0.115 1.000 
Secundaria 0.15 0.16 0.17 0.19 0.242 0.020 0.003 
Universidad inicial 0.05 0.07 O.OS 0.06 0.017 0.147 0.123 
Universidad 0.11 0.14 0.16 0.16 0.011 0.063 0.001 
Ingreso salarial x hora 537.27 517.30 458.38 727.29 0.281 0.001 0.002 
Experiencia potencial 28.5 27.8 27.5 26.6 0.076 0.014 0.001 
Mujeres empleadoras 
Edad 40.0 39.8 39.5 39.4 0.394 0.302 0.213 
Horas semanales 49.8 51.6 47.7 50.3 0.072 0.109 0.360 
Años de escolaridad 8.4 8.4 8.8 9.8 1.000 0.001 0.001 
Sin educación 0.03 0.03 0.03 0.007 1.000 0.012 0.021 
Primaria inicial 0.17 0.15 0.14 0.08 0.252 0.002 0.001 
Primaria 0.17 0.18 0.16 0.14 0.373 0.070 0.148 
Secundaria inicial 0.24 0.24 0.21 0.23 1.000 0.374 0.382 
Secundaria 0.18 0.21 0.21 0.26 0.175 0.054 0.006 
Universidad inicial 0.08 0.10 0.08 0.11 0.194 0.328 0.093 
Universidad 0.13 0.10 0.15 0.16 0.126 0.007 0.137 
Ingreso salarial x hora 425.43 394.62 382.18 722.66 0.254 0.002 0.001 
Experiencia potencial 26.6 26.4 25.7 24.6 0.431 0.030 0.028 
Nota: t test = 1- Prob. v. 
81 
Diferenciales salariales entre hombres y mujeres 
no asalariadas durante el período 1984 - 1994 
ción secundaria completa en favor de las 
mujeres se tornara estadísticamente sig-
nificativo para 1994. Tanto los hombres 
como las mujeres cuenta-propia también 
aumentaron en porcentaje similar, pero en 
el caso de los empleadores los hombres tu-
vieron un mayor incremento, a pesar de 
ello las mujeres empleadoras tienen una 
mayor proporción con educación completa 
secundaria que los hombres. Dicho incre-
mento para los empleadores hombres tam-
poco impidió que para 1994 el diferencial 
en dicha proporción en favor de las muje-
res empleadoras se tornara estadísticamen-
te significativo. 
La proporción de mujeres con educación 
superior creció un 50.0o/c durante el perío-
do, mientras que la de los hombres se in-
crementó en un 33.0%. La diferencia en 
proporciones en favor de los hombres con 
universidad es estadísticamente significa-
tiva y no se redujo en el período. 
Los hechos más destacables son, por tan-
to, el incremento en la proporción de hom-
bres y mujeres con educación secundaria 
y también con educación universitaria. Sin 
embargo, el incremento en la proporción 
de las mujeres con secundaria fue mayor 
que el de los hombres, favoreciendo a las 
primeras, pues presentaron un diferencial 
en la respectiva proporción, estadística-
82 
mente favorable con respecto a los hom-
bres para el final del período. En el caso de 
la proporción para educación superior, am-
bos géneros la aumentaron, pero el dife-rencial en favor de los hombres se mantu-
vo a lo largo del período. 
Las media de edad creció estadísticamen-
te solo si se compara 1994 con 1984 y en 
el caso de los hombres en las distintas 
submuestras. Tanto los trabajadores no 
asalariados hombres, como mujeres in-
crementaron el número de horas labora-
das por semana. A pesar de ello, los hom-
bres trabajan un mayor número de horas 
por semana que las mujeres, diferencia 
que es estadísticamente significativa. La 
media de años de experiencia potencial 
decrece estadísticamente a lo largo del 
período, salvo en el caso de los cuenta-
propia cuya media permaneció estadísti-
camente constante. 
Las cifras muestran que los ingresos labo-
rales reales por hora de los trabajadores 
independientes se redujeron estadística-
mente al comienzo del ajuste en los años 
ochenta, 3.17% en el caso de los hombres 
y 7% en el caso de las mujeres, salvo en el 
caso de el total hombres y de las mujeres 
empleadoras, pero entre 1992 y 1994 cre-
cieron de manera apreciable (40.22% en el 
caso de los hombres y 41.4% en el caso de 
PLANEACION & DESARROLLO 
Vol. XXVII, No. 4, octubre - diciembre 1996 
las mujeres), situándose en niveles supe-
riores a los del comienzo del período14• 
Resultados de las 
estimaciones 
Funciones de ingreso salarial 
Funciones mincerianas 
Los resultados de las funciones de ingreso 
tipo minceriano muestran un R2 ajustado de 
alrededor de 26.5% para los trabajadores no 
asalariados hombres y un poco menor, al-
rededor de 21.3%, en el caso de las muje-
res. Dicho coeficiente disminuye ligera-
mente entre 1984 y 1994: en el caso de los 
hombres a 25.2% y en el de las mujeres a 
20.8%, lo cual es una disminución mucho 
menor que la observada, en el caso de los 
hombres asalariados para el mismo perío-
do (Perfetti (1996) y que la observada a lo 
largo del ajuste para Bolivia y Costa Rica, 
por ejemplo, (Horton et al, 1991). Los co-
eficientes estimados tienen los signos es-
perados, es decir, los signos para educación, 
años de educación en este caso, y experien-
cia potencial son positivos, mientras que el 
del término cuadrático de la experiencia 
potencial es negativo. De otra parte, los t-
estadísticos resultantes para dichos coefi-
cientes son considerablemente elevados y, 
por tanto, son altamente significativos. 
La muestra de hombres se subdividió en 
otra sub-muestra: cuenta-propia y emplea-
dores. El mismo procedimiento se siguió 
para las mujeres. En el caso de los cuenta 
propia y los empleadores hombres, los R2 
ajustados son similares a los obtenidos en 
el caso de los no asalariados hombres; aun-
que la disminución en dicho coeficiente es 
menor. Los coeficientes de las variables, 
tanto en el caso de los cuenta-propia, como 
de los empleadores hombres tienen los sig-
nos esperados, salvo en el caso del térmi-
no cuadrático de la experiencia potencial 
para los empleadores15• Igualmente los t-
estadísticos de los respectivos coeficien-
tes son elevados para los cuenta propia. 
En el caso de la sub-muestra de las muje-
res cuenta-propia y empleadoras, los R2 
ajustados son menores que para las ecua-
14 La caída en los ingresos salariales reales durante la estabilización macroeconómica de los años ochenta ha 
sido mostrada por varios autores Robbins (1995), ILO (1989), entre otros. 
15 En el caso de los empleadores, sólo el término cuadrático de la experiencia potencial no es significativo 
entre 1988 y 1992, Jo cual podría estar asociado con el tipo de labor que éstos realizan. Es decir, dicho 
resultado se podría interpretar en el sentido que para los empleadores el perfil de ingresos laborales 
durante la vida laboral no necesariamente alcanza un pico para después decrecer. Podría ser que para 
poder permanecer en el negocio o en el mercado, éstos tienen que estar actualizando permanentemente 
su conocimiento. 
83 
Diferenciales salariales entre hombres y mujeres 
no asalariadas durante el período 1984 - 1994 
ciones respectivas de los hombres. El R2 
ajustado para las cuenta-propia mujeres 
permanece casi inalterado al compararse 
con 1994. En contraste, el R2 ajustado para 
las mujeres empleadoras cae de manera im-
portante entre 1984 y 1994 de 30.7o/c a 
15. 77c respectivamente. Esto indicaría, en 
principio, que las variables de la ecuación 
minceriana son ahora menos importantes 
que al comienzo del período en la determi-
nación de los ingresos salariales para este 
grupo particular. Los coeficientes de las 
variables presentan los signos esperados 
y con t-estadísticos bastante significativos 
para las cuenta-propia mujeres16• 
Funciones extendidas 
Investigaciones empíricas han mostrado 
que hombres casados reciben unpremium 
mayor en comparación con aquellos en otro 
estado marital (Hamermesh and Rees, 
1993, Chapter I y Koreman y Neumark, 
1991). 
El tamaño de planta puede ser utilizado 
como proxy de pertenencia al sector for -
mal de la economía. Trabajadores entama-
ños de planta grande están better off que 
trabajadores en pequeñas empresas, de 
acuerdo con estudios llevados a cabo acer -
ca del sector informal; en otras palabras, 
entre más pequeño sea el establecimien-
to, mayor es la posibilidad de menores sa-
larios o ingresos del trabajo debido a la pre-
sencia de actividades informales, lo cual se 
La introducción de la ecuación extendida origina en el hecho que estas no están re-
para la estimación de las ecuaciones de in- guiadas. 
greso salarial se hizo con el fin de incluir 
en el vector de características otros facto-
res que igualmente inciden en los ingre-
sos salariales, tales como el estado mari-
tal, antigüedad del trabajador, el tamaño de 
empresa, las ocupaciones, el sector econó-
mico y la ciudad de residencia. 
Finalmente, la inclusión de ocupaciones, 
sector económico y ciudad de residencia 
adicionan el efecto de estas variables en 
los ingresos. La economía laboral ha mos-
trado, por ejemplo, cómo trabajadores que 
laboran en ciertas ocupaciones, industrias, 
'' Excepto 1994 cuando el coeficiente de la experiencia potencial no es negativo, ni es significativo, como 
tampoco lo es el de la experiencia. Este es un resultado sorprendente que requeriría un análisis adicional 
con el fin de establecer los cambios que pueden haber ocurrido al interior de este segmento en cuanto a su 
composición. De otra parte, al igual que en el caso de los empleadores hombres, la experiencia potencial 
no es significativa entre 1984 y 1992 y tampoco presenta el signo correcto en 1984. Esto podría tener la 
misma interpretación que para los hombres, lo cual sería consistente. Sin embargo, en 1994 los t estadís-
ticos son altamente significativos y presentan los signos correctos. 
84 
PLANEACION & DESARROLLO 
Vol. XXVII, No. 4, octubre - diciembre 1996 
ciudades o regiones reciben salarios más 
altos debido a los mayores riesgos o inco-
modidades generados en la ocupación, in-
dustria, ciudad o región respectiva y, por 
tanto, se asume que el premium recibido 
compensa ese mayor riesgo o desconfort. 
De otra parte, es necesario tener en cuen-
ta el papel que desempeña la introducción 
del control por ocupaciones. En general, 
se concibe que las ocupaciones podrían 
estar relacionadas con educación, pues 
ciertas ocupaciones requieren determina-
dos niveles de educación. 
Como era de esperarse, las funciones ex-
tendidas presentan un Rz ajustado mayor 
con respecto a las mincerianas. Para la to-
talidad de trabajadores no asalariados hom-
bres dicho coeficiente era 34.4% en 1984 y 
35.9% en 1994. En el caso de las trabajado-
ras no asalariadas mujeres, el Rz ajustado 
era 29.2% y 30. 7% respectivamente. Esto 
indica que, al igual que en las funciones 
mincerianas, las ecuaciones para los hom-
bres presentan un coeficiente de determi-
nación mayor que para las mujeres. Para 
ambas sub-muestras se presenta, en con-
traste con las mincerianas, un ligero aumen-
to en dicho coeficiente. Los coeficientes de 
educación o años de escolaridad, experien-
cia potencial y su términocuadrático pre-
sentan los signos esperados y son altamente 
significativos a lo largo del período. 
85 
El premium para trabajadores no asalaria-
dos hombres en empresas de más de 10 
trabajadores con respecto al grupo de con-
trol, empresas de 2-5 trabajadores, y tam-
bién para aquellos en empresas entre 6-
10 trabajadores, aunque menor, es positi-
vo y estadísticamente significativo a lo lar-
go del período. Como se mencionó, esta 
variable podría ser considerada una proxy 
de pertenencia al sector formal, en el sen-
tido que, en promedio, a mayor tamaño 
menor será el efecto de pertenencia al sec-
tor informal en los ingresos del trabajo. La 
mayor antigüedad en la actividad del tra-
bajador no asalariado hombre también ge-
nera un premium positivo y estadística-
mente significativo con respecto a los que 
tienen una antigüedad menor de tres años. 
Los casados reciben un premium positivo 
y estadísticamente significativo con res-
pecto a los solteros para esta misma mues-
tra. Este resultado estaría en cierta medi-
da en concordancia con los resultados de 
los estudios empíricos mencionados atrás. 
Como era de esperarse, los cuenta-propia 
tienen unpremium negativo con respecto 
a los empleadores. Los trabajadores no asa-
lariados hombres ocupados como adminis-
tradores y directores tienen un premium 
positivo y mayor que el de los ocupados 
en ocupaciones profesionales, el cual, a su 
vez, es positivo y casi igual que el de ocu-
paciones de profesiones liberales. Este 
Diferenciales salariales entre hombres y mujeres 
no asalariadas durante el período 1984 - 1994 
último premium es también positivo y 
mayor que el de los ocupados como ven-
dedores. Dichos premium son estadística-
mente significativos y el grupo de control, 
en este caso, son los trabajadores manua-
les no calificados. Ello sería un indicativo 
de que la teoría del capital humano es váli-
da aun para trabajadores no asalariados, en 
el sentido que a mayor grado de califica-
ción, mayores ingresos salariales por hora. 
Un resultado interesante es que solo los 
trabajadores no asalariados hombres en el 
sector transporte obtienen un premium 
positivo y estadísticamente significativo 
con respecto a los ocupados en la construc-
ción. Por tanto, los ocupados en la indus-
tria manufacturera, comercio y servicios 
reciben un premium negativo y estadísti-
camente significativo17 con respecto al 
mismo grupo de control. La mayoría de 
estos trabajadores recibe un premium ne-
gativo con respecto a los que viven en 
Cali18• En otras palabras, los trabajadores 
no asalariados que viven en Cali tienen un 
ingreso salarial por hora mayor que los que 
habitan en muchas de las otras ciudades 
cubiertas por la encuesta. 
En el caso de las trabajadoras no asalaria-
das mujeres los resultados son bastante 
similares en cuanto a que mayor el tamaño 
de empresa, mayor el premium. El diferen-
cial entre ambos sexos para dicho premium 
no es estadísticamente significativo. Lo 
mismo sucede con la antigüedad. Mientras 
que el premium derivado del estado mari-
tal no era significativo en 1984, este se 
vuelve positivo para 1994 y es mayor para 
las mujeres divorciadas que para las casa-
das con respecto a las mujeres solteras, 
pero el diferencial en el premium para ca-
sados entre hombres y mujeres no es sig-
nificativo. Las mujeres que se desempe-
ñan como cuenta-propia tienen un premium 
negativo y estadísticamente significativo 
con respecto a las empleadoras. Dicha bre-
cha creció entre 1984 y 1994 hasta el pun-
to que el diferencial entre hombres y mu-
jeres se volvió significativo en 1994. Las 
mujeres ocupadas como profesionales, las 
ocupadas en profesiones liberales, direc-
toras, y gerentes y vendedoras de servi-
cios tienen un premium positivo y estadís-
ticamente significativo con respecto a las 
mujeres trabajadoras manuales sin califi-
cación, y cada uno de esos premium se 
comportan tal como se describió en el caso 
de los hombres. Ello mostraría que la teo-
ría del capital humano también es válida 
para las trabajadoras no asalariadas muje-
res. Además, para 1984 el diferencial en el 
premium entre hombres y mujeres profe-
1
' El premium para aquellos ocupados en el sector servicios deja de ser significativo en 1994. 
'" Dicho premium no es significativo estadísticamente sólo para los que habitan en Medellín, y Bucaraman-
ga, y Villavicencio en 1984 y Pereira en 1994. 
86 
PLANEACION & DESARROLLO 
Vol. XXVII, No. 4, octubre - diciembre 1996 
sionales, y las que ejercen profesiones li-
berales, favorecía a estas últimas y era es-
tadísticamente significativo. Para 1994 el 
premium, tanto para mujeres directoras y 
administradoras o gerentes, así como para 
las vendedoras en el sector servicios dejó 
de ser estadísticamente significativo. En el 
año 1984, solo el premium de aquellas que 
laboran en el sector transporte es signifi-
cativo estadísticamente y positivo al mis-
mo tiempo con respecto al sector construc-
ción. Este último resultado debe ser eva-
luado con precaución debido al menor nú-
mero de mujeres que labora en el sector 
de la construcción. Para 1994, el premium 
para aquellas ocupadas en el sector comer-
cio es, además, estadísticamente significa-
tivo, pero negativo con respecto al grupo 
de control. El premium por ciudad de resi-
dencia es estadísticamente significativo 
para varias de las ciudades19, pero es nega-
tivo con respecto a Cali. 
te similares respecto a los obtenidos para 
la totalidad de trabajadores no asalariados 
hombres, no tanto en cuanto a la magnitud 
de los diferentes premium, sino en cuanto 
a las características de significancia esta-
dística de los coeficientes, el signo y el ran-
king del premium. Una de las pocas excep-
ciones es que el premium de los ocupados 
como vendedores deja de ser significativo 
para esta submuestra, tanto para 1984 como 
1994. 
Los coeficientes del vector de caracterís-
ticas para las cuenta propia mujeres21 tam-
bién son bastante similares con respecto a 
los estimados para la totalidad de trabaja-
doras no asalariadas. Quizás una de las di-
ferencias más significativas en este caso 
es que el premium de las mujeres casadas 
o divorciadas no es estadísticamente sig-
nificativo para el 84, aunque sí para el 94. 
Adicionalmente, solo el premium de aque-
llas ocupadas en el sector transporte es 
Los resultados de los diferentes premium estadísticamente significativo, tanto para 
para cuenta-propia hombres20 son bastan- 1984, como para 1994. 
19 Con la excepción de Barran quilla y Bucaramanga para el 84 y de éstas dos mismas más Bogotá, Medellín, 
Villavicencio y Pereira para el 94. 
"' En el caso de los cuenta propia hombres, el R2 ajustado era 27.6% en 1984 y de 28.0% en 1994. Las 
variables de educación, experiencia potencial y su término cuadrático presentan los signos esperados y 
son altamente significativas estadísticamente. 
21 En el caso de las cuenta-propia mujeres dicho coeficiente es nuevamente menor: 23.3% en 1984 y 22.9':k: 
en 1994. Los signos de dichas variables también se comportan de acuerdo con la teoría del capital humano 
y son estadísticamente significativos, aunque tal como en el caso de la función minceriana, el coeficiente 
del termino cuadrático de experiencia potencial no es negativo, y no es significativo estadísticamente en 
conjunto con la variable simple de experiencia potencial en 1994. Este es un resultado que amerita una 
posterior revisión para su interpretación. 
87 
Diferenciales salariales entre hombres y mujeres 
no asalariadas durante el período 1984 - 1994 
El R2 ajustado para empleadores hombres 
es 34.9% en 1984 y de 35.2% para 1994. 
En el caso de las empleadoras mujeres di-
cho coeficiente pasa de 40.29c a 33.3% res-
pectivamente. Las variables de educación, 
experiencia potencial y su término cuadrá-
tico tienen el signo esperado para los hom-
bres en 1984 y 1994, y para la mujeres en 
este último año. Dichas variables son, ade-
más, estadísticamente significativaspara 
los mismos años, pero los coeficientes de 
los dos términos de experiencia no lo son 
para 1984. 
En el caso de los hombres, el premium para 
los casados con respecto a los solteros no 
es estadísticamente significativo en 1984 
y 1994. El premium por antigüedad es po-
sitivo y estadísticamente significativo para 
los dos años. El premium para tamaño de 
empresa muestra que a mayor tamaño de 
empresa, mayor premium y es estadísti-
camente significativo para 1984 y 1994. 
Los ocupados como profesionales, direc-
tores y administradores y los vendedores 
presentan un premium con signo positivo 
con respecto al grupo de control y, ade-
más, son estadísticamente significativos 
para 1984. Para 1994 solo el coeficiente 
para los ocupados como profesionales es 
significativo estadísticamente, positivo, al 
igual que para ciertas ocupaciones de tra-
bajadores no calificados, negativo. Ello in-
dica que la teoría del capital humano tam-
bién se aplica, en cierta medida, para los 
empleadores. Solo el coeficiente o pre-
mium para la industria del transporte es 
significativo. Este último resultado puede 
estar afectado por el grupo de control uti-
lizado. En 1994 el premium para los ocu-
pados en el sector financiero y en el sec-
tor de los servicios personales y comuna-
les también es significativo. 
Para las mujeres empleadoras tampoco es 
estadísticamente significativo en ninguno 
de los dos años el premium originado en el 
estado marital. Al igual que en el caso de 
los empleadores hombres, a mayor tama-
ño de empresa, mayor premium, el cual es 
estadísticamente significativo. 
Un resultado que llama la atención para 
1984 es que ninguno de los coeficientes de 
las variables para ramas ocupacionales son 
significativas, al igual que para industrias 
o sectores y regiones22 • Este resultado pue-
de estar no solo afectado por el carácter 
particular de la ocupación de empleadores, 
en cuanto a la pertinencia de la ecuación 
del tipo usado sino, también, por el tamaño 
de la muestra. 
Para 1994 el premium para ciertas ocupaciones de trabajadores no calificados, para el sector transporte, 
financiero y de los servicios es significativo. 
88 
PLANEACION & DESARROLLO 
Vol. XXVII, No. 4, octubre - diciembre 1996 
Tasas de retorno a la 
educación 
Usando funciones mincerianas 
El Cuadro 4 muestra las tasas de retorno 
a la educación para trabajadores no asala-
riados entre 1984 y 1994. Para dicha esti-
mación se utilizó la variable continua de 
años de educación. Las estimaciones de las 
diferentes tasas de retorno a la educación 
son estadísticamente significativas y pre-
sentan el signo esperado. 
Las tasas de retorno para el total de hom-
bres fue estimada aproximadamente en 
13% para 1984 y permaneció constante a 
lo largo del período. La tasa de retorno a la 
educación para el total de las mujeres se 
estimó en 14.4% para 1984 y disminuye 
estadísticamente al estimarse para 1994 
en 12.5<;f23 • Tal disminución hace que el 
diferencial, estadísticamente significativo, 
en las tasas de retorno en favor de las 
mujeres que existía para 1984 desaparez-
ca para 1994. Este resultado de los dife-
renciales en las tasas de retorno a favor de 
las mujeres debe tenerse en cuenta con 
precaución. Dicho diferencial puede pro-
venir de una sobreestimación de las tasas 
de retorno a la educación de las mujeres 
debido al problema de sesgo de selección. 
Este problema ha sido ampliamente docu-
mentado por la literatura del tema. Re-
cientemente Falaris (1995), muestra para 
Venezuela cómo, por lo general, las esti-
maciones de las tasas de retorno a la edu-
cación de las mujeres están sobreestimadas 
cuando no son corregidas por el sesgo de 
selección24 • El problema de la participa-
ción de la mujer en el mercado laboral y el 
efecto de la educación en la misma, a tra-
vés de distintas variables tiene un papel 
primordial en dicho resultado. Por tanto, 
las presentes estimaciones deben ser eva-
luadas con precaución. 
2.1 Estas tasas no son comparables con las reportadas por Tenjo (1993) debido a que las muestras son dife-
rentes. Dicho autor tomó sólo Bogotá, mientras que la muestra utilizada en la presente investigación 
comprende las diez ciudades cubiertas por la muestra original del Dane. Las tasas estimadas en este 
reporte y reportadas atrás son comparables a las obtenidas por Psacharopoulos et al (1992) para trabaja-
dores no asalariados hombres. Dichos autores utilizaron un muestra muy similar a la utilizada para estas 
estimaciones. Las tasa de retorno a la educación para trabajadores no asalariados estimada por los men-
cionados autores para 1984 es de 12.9'7c, que es bastante aproximada a la reportada en el Cuadro 4. 
24 Psacharopoulos et al (1992) encuentran, además, que para una muestra de 6727 trabajadores no asalaria-
dos hombres en junio de 1984 de las diez principales ciudades de Colombia (con base en la ENH), las tasas 
de retorno a la adecuación están sobreestimadas debido al sesgo de selección originado en la manera 
como los trabajadores mismos escogen ser asalariados o no. Este informe no corrigió por sesgo de selec-
ción debido a la insuficiencia de información para tal efecto. 
89 
Diferenciales salariales entre hombres y mujeres 
no asalariadas durante el período 1984 - 1994 
Cuadro 4 
Tasas de retorno a la educación 
Trabajadores no asalariadc.s 
(Años de educación- ecuación minceriana) 
(Variable dependiente: en ingreso salarial por hora) 
Muestra 1984 1988 1992 1984 t-test t-teat t-test 
881114 94114 94188 
Total 
Hombres 0.129 ** 0.124 ** 0.129 ** 0.127 ** 0.066 0.207 0.247 
(0.003) (0.003) (0.003) (0.003) 
Adjust.R2 0.265 0.224 0.267 0.252 
Mujeres 0.144** 0.136 ** 0.130 ** 0.125 ** 0.120 0.003 0.071 
(0.005) (0.005) (0.005) (0.005) 
Adjust.R2 0.213 0.201 0.215 0.208 
Cuenta propia 
Hombres 0.112 ** 0.107 ** 0.111 ** 0.108 ** 0.003 0.005 0.037 
(0.003) (0.004) (0.004) (0.003) 
Adjust.R2 0.238 0.174 0.211 0.214 
Mujeres 0.131 ** 0.123 ** 0.115** 0.109 ** 0.166 0.002 0.037 
Empleados 
Hombres 0.125 ** 0.118 ** 0.134 ** 0.136 ** 0.209 0.093 0.018 
(0.006) (0.006) (0.006) (0.006) 
Adjust.R 2 0.251 0.225 0.296 0.250 
Mujeres 0.152 ** 0.115 ** 0.143 ** 0.119 ** 0.030 0.053 0.423 
(0.014) (0.014) (0.013) (0.015) 
Adjust.R 2 0.307 0.189 0.292 0.157 
Nota: (1) Errores estándares entre paréntesis. (2) * Estadísticamente significativo a un 10%; ** Estadística-
mente significativo a un 5%. (3) Se reporta 1-Prob value del !-test. 
La disminución de la tasa de retomo puede 
estar determinada por el aumento en la edu-
cación de las mujeres trabajadoras no asala-
riadas (Cuadro 2) y del aumento importante 
en la participación de las mujeres con edu-
cación secundaria dentro del total. Es decir, 
seria un efecto probable del lado de la ofer -
ta. También habria que tener en cuenta el 
efecto de la reducción del sector informal 
90 
mencionado por Hommes et al (1994), el cual 
habria implicado un efecto por el lado de la 
demanda. Sin embargo, es necesario recor-
dar que el método y las funciones utilizadas 
en la estimación de las tasas de retomo a la 
educación no permite saber cuál fue la cau-
sa de la variación, oferta o demanda o am-
bos, pues, como se sabe, dichas funciones 
son de forma reducida y no estructurales. 
PLANEACION & DESARROLLO 
Vol. XXVII, No. 4, octubre - diciembre 1996 
Las tasas de retorno a la educación esti-
madas para cuenta propia hombres es me-
nor que para el total de hombres y dicha 
estimación disminuye estadísticamente 
entre 1984 y 1988 al pasar de 11.9% a 
10.7%. Dicha tasa estimada permanece 
constante entre 1988 y 1994. En el caso de 
las mujeres dicha tasa estimada para 1984 
es 13.1 % y es mayor que la de los hom-
bres. Esta tasa disminuye estadísticamen-
te a lo largo del período y se sitúa en 10.9% 
en 1994, dejando de ser mayor con respec-
to a la de los hombres. 
Las tasas de retorno a la educación para 
empleadores tiene un comportamiento un 
poco, errático, pues aumentan y disminu-
yen en el período.Tomando solo 1984 y 
1994 se observa que la tasa aumentó esta-
dísticamente para hombres y disminuyó 
para mujeres. La primera pasó de una esti-
mación de 12.5% en 1984 a 13.6% en 1994 
y la segunda de 15.2% a 11.9%, respecti-
vamente. La mujeres poseían para esta sub-
muestra una tasa de retorno a la educación 
estimada estadísticamente superior a la de 
los hombres, pero deja de serlo al final del 
período. 
usando la ecuación (2) del Anexo. Al igual 
que para las ecuaciones mincerianas se 
utilizó la variable continua de años de edu-
cación. Las estimaciones de las diferentes 
tasas de retorno a la educación son esta-
dísticamente significativas y presentan el 
signo esperado. 
Un resultado muy importante que se ob-
tiene mediante el uso de estas funciones 
es que las tasas de retorno estimadas son 
mucho menores que las obtenidas con las 
funciones mincerianas. Este resultado pue-
de estar explicado por el sesgo originado 
por la posible omisión de variables relevan-
tes cuando se usan funciones de ingreso 
tipo minceriana. 
La tasa de retorno a la educación estimada 
para el total de trabajadores no asalariados 
hombres usando funciones extendidas es 
9.6% para 1984 y decrece hasta 8. 7% en 
1994, aunque aumentó estadísticamente 
con respecto al 88. En el caso de las muje-
res, la tasa estimada para 1984 es de 10.3% 
y decrece también hasta 8.3%. Esto signi-
fica que en el período estudiado las tasas 
de retorno cayeron estadísticamente, pero 
las de las mujeres disminuyeron en mayor 
Usando funciones extendidas cuantía. No puede decirse, sin embargo, 
que el diferencial entre hombres y muje-
El Cuadro 5 presenta las tasas de retorno res en las tasas de retorno a la educación 
a la educación estimadas usando funciones estimadas sea estadísticamente significa-
extendidas. Dichas tasas se estimaron tivo para dichos años. 
91 
Diferenciales salariales entre hombres y mujeres 
" 
no asalariadas durante el período 1984 - 1994 
Cuadro 5 
Tasas de retorno a la educación 
Traba¡adores no asalariados 
(Años de educación-ecuación extendida) 
(Variable dependiente: en ingreso salarial por hora) 
Muestra 1984 1988 1992 1984 Hest t-test t-test 
88/84 94184 94188 
Total 
Hombres 0.096 ** 0.079 ** 0.095 ** 0.087 ** 0.001 0.027 0.053 
(0.003) (0.004) (0.004) (0.003) 
Adjust.R2 0.344 0.342 0.363 0.359 
Mujeres 0.103 ** 0.093 ** 0.086 ** 0.083 ** 0.110 0.006 0.102 
(0.006) (0.006) (0.006) (0.005) 
Adjust.R2 0.292 0.295 0.305 0.307 
Cuenta Propia 
Hombres 0.098 ** 0.079 ** 0.093 ** 0.082 ** 0.001 0.002 0.296 
(0.004) (0.004) (0.004) (0.004) 
Adjust.R2 0.276 0.245 0.256 0.280 
Mujeres 0.101 ** 0.092 ** 0.081 ** 0.082 ** 0.168 0.014 0.119 
(0.007) (0.006) (0.006) (0.005) 
Adjust.R2 0.233 0.232 0.229 0.229 
Empleados 
Hombres 0.082 ** 0.075 ** 0.093 ** 0.099 ** 0.306 0.032 0.011 
(0.007) (0.007) (0.007) (0.007) 
Adjust.R2 0.349 0.339 0.396 0.352 
Mujeres 0.111 ** 0.088 ** 0.109 ** 0.085 ** 0.156 0.138 0.453 
(0.018) (0.015) (0.014) (0.016) 
Adjust.R2 0.402 0.282 0.429 0.333 
Nota: (1) Errores estándares entre paréntesis. (2) * Estadísticamente significativo a un 10%; ** Estadística-
mente significativo a un 5%. (3) Se reporta 1-Prob value del t-test. 
La tasa de retorno a la educación estimada 
para los cuenta-propia tiene un patrón si-
milar al anterior. La tasa estimada para 
1984 para los hombres es de 9.8% y decre-
ce hasta 8.2lk en 1994. Las mujeres, por 
su parte, tenían una tasa estimada de 10.1 % 
92 
en 1984 y disminuye hasta 8.2'/t en 1994. 
Al igual que para la totalidad de los trabaja-
dores no asalariados, el diferencial entre 
hombres y mujeres en las tasas de retorno 
a la educación estimadas no es significati-
vo estadísticamente. 
PLANEACION & DESARROLLO 
Vol. XXVII, No. 4, octubre - diciembre 1996 
Lo anterior significa que las tasas de re-
torno a la educación para los trabajadores 
no asalariados, y también para cuenta pro-
pia, disminuyen estadísticamente a lo lar-
go del período, tanto para hombres, como 
para muJeres. 
En el caso de los empleadores, los resulta-
dos de las tasas de retorno a la educación 
estimadas son diferentes, pues en el caso 
de los hombres aumentan estadísticamen-
te entre 1984 y 1994. Estas pasan de 8.0llc 
a 9.9% respectivamente. La tasa estimada 
para las empleadoras mujeres permanece 
constante a lo largo del período. 
En conclusión, podría decirse que las ta-
sas estimadas de retorno a la educación 
caen estadísticamente y, en general, a lo 
largo del período, salvo en el caso de los 
empleadores hombres cuyas tasas aumen-
taron y en el caso de las funciones mince-
rianas para el total de trabajadores no asa-
lariados hombres y empleadores hombres, 
cuyas tasas estimadas permanecieron cons-
tantes entre 1984 y 1994. Estos resulta-
dos contrastan con los obtenidos para tra-
bajadores asalariados (Perfetti, 1996), en 
cuyo caso las tasas de retorno a la educa-
ción dejaron de disminuir después de las 
reformas estructurales de los años noven-
ta; dichas tasas venían disminuyendo des-
de finales de los años setenta, de acuerdo 
93 
con distintos autores (Londoño, 1995, 
Psacharopoulos y Vélez, 1992). 
Estimación de los diferenciales 
salariales entre hombres y 
muieres usando la 
descomposición de Oaxaca 
Usando la función de ingreso 
salarial minceriana 
El Cuadro 6 presenta la descomposición de 
Oaxaca usando años de educación y la ecua-
ción básica minceriana, para el total de tra-
bajadores no asalariados. Tres resultados 
saltan a la vista. En primer lugar, que el 
diferencial salarial entre hombres y muje-
res en el segmento del mercado laboral 
compuesto por trabajadores no asalariados 
es considerablemente elevado. El diferen-
cial salarial entre hombres y mujeres así 
calculado es de 51.96c;f en 1984, y 31.50% 
en 1994. En segundo lugar, se presenta una 
permanente reducción en el diferencial 
salarial; esta reducción es estadísticamen-
te significativa en la mayoría de casos y 
particularmente cuando se compara 1994 
con 1984 y con 1988, tal y como se observa 
en el mismo Cuadro 6. Dicho diferencial 
se redujo, por tanto, aproximadamente 40% 
en el período. A pesar de dicha reducción, 
este continúa siendo elevado. El tercer 
resultado es que solo una pequeña parte 
Diferenciales salariales entre hombres y muieres 
no asalariadas durante el período 1984 - 1994 
del diferencial salarial es explicada por di-
ferencias en la cantidad de capital humano, 
aproximadamente 16% en 1984 y 11 % en 
1994, mientras que los residuos no expli-
cados, o lo que se aduce como discrimina-
ción, explican el porcentaje restante. Po-
dría decirse, en primera instancia, o por el 
momento que aunque el diferencial entre 
hombres y mujeres disminuyó de manera 
importante entre 1984 y 1994, la contribu-
ción de la reducción en diferencias en las 
características de educación y experiencia 
entre hombres y mujeres a la disminución 
del diferencial total fue mayor que la con-
tribución de la reducción de los residuos 
no explicados y, por tanto, el porcentaje de 
discriminación relativa aumentó en el mis-
mo período. 
El Cuadro 7 presenta la misma estimación 
pero para cuenta propia. De acuerdo con 
dichos resultados el diferencial total en tér -
minos logarítmicos es 47.34% en 1984 y 
se reduce a 27.91 % en 1994. Es decir, la 
tendencia a la reducción en el diferencial 
también se presenta para esta sub-mues-
tra, pero el diferencial sigue siendo bas-
tante elevado a pesar de dicha reducción. 
Los otros resultados son bastante simila-
res que para el total de trabajadores no asa-
lariados. 
El resultado de la descomposición de 
Oaxaca para empleadores (Cuadro 8) difie-
re de manera apreciable con respecto a los 
anteriores, aunque la tendencia a la reduc-
ción en el diferencial se mantiene. En pri-
Cuadro6 
Descomposicion de Oaxaca 
Trabaiadores no asalariados 
(Funciones mincerianas usando años de educación Variable continua) - 1• .1a 11194 .... .... .... ... ... ... 
Diferencial 
originado en: 
Diferentes 0.0834 ** 0.0636 **0.0841 ** 0.0353 ** 0.000 0.000 0.000 
característ. (0.002) (0.002) (0.002) (0.001} 
Diferentes retorn 0.4362 ** 0.4251 ** 0.3687 ** 0.2897 ** 0.350 0.001 0.001 
a características (0.020) (0.021) (0.021) (0.019) 
Diferencial 
bruto total 0.5196 0.4887 0.453 0.325 
Notas: (1) Errores estándares entre paréntesis. (2) * Significativo al 10%. ** Significativo al 5%. (3) t test= 1-
Prob. V. 
94 
PLANEACION & DESARROLLO 
Vol. XXVII, No. 4, octubre - diciembre 1996 
mer lugar, el diferencial en términos loga-
rítmicos es mucho menor: 17.13% y 1.68% 
en 1984 y 1994 respectivamente. En se-
gundo lugar, el diferencial que se origina 
en características diferentes entre hombres 
y mujeres es negativo, lo cual significa que 
la cantidad de educación y/o experiencia 
potencial de las mujeres es mayor que la 
de los empleadores hombres. Las medias 
de las características muestrales presen-
tadas atrás, por ejemplo, muestran cómo 
las empleadoras mujeres tienen una me-
dia de años de educación mayor (casi un 
año más de educación) que los hombres. 
Por último, este diferencial en capital hu-
mano en favor de las mujeres crece des-
pués de 1988, diferencial que es estadísti-
camente significativo para el sub-período 
1988-1994 y también 1992-1994. Sin em-
bargo, al analizar estos resultados hay que 
tener en cuenta que el tamaño de la mues-
tra es menor. 
Estos resultados no son comparables con 
los estimaciones realizadas por Tenjo 
(1993) debido, principalmente, a la diferen-
cia en la muestra utilizada. Dicho autor re-
dujo la muestra solo para la ciudad de Bo-
gotá25. Es probable que los diferenciales 
salariales en el caso de trabajadores no asa-
lariados para el total nacional urbano sean 
mayores que los diferenciales para esta da-
Cuadro 7 
Descomposicion de Oaxaca 
Trabajadores cuenta propia 
(Funciones mincerianas básicas usando años de educación Variable continua) 
,l_f.a4 - 1~. .. . .... = Mllill. ' ,;, 1- .. -Diferencial 
originado en: 
Diferentes 0.067 ** 0.032 ** 0.045 ** 0.022 ** 0.000 0.001 0.001 
características (0.002) (0.002) (0.002) (0.001) 
Diferentes retorn 0.407 ** 0.395 ** 0.328 •• 0.257 ** 0.354 0.001 0.001 
a características (0.021) (0.022) (0.022) (0.019) 
Diferencial 
bruto total 0.5196 0.4887 0.453 0.325 
Notas: (1) Errores estándares entre paréntesis. (2) • Significativo al 10%. •• Significativo al 5%. (3) t test= 1-
Prob. V. 
25 Además, no fue posible precisar otros detalles de dicha muestra para poder establecei; ¡.ma comparación 
adecuada. · ' · 
95 
Diferenciales salariales entre hombres y mujeres 
no asalariadas durante el período 1984 - 1994 
se de trabajadores en Bogotá. A pesar de grupo o sub-muestra; ii) una reducción 
lo anterior, los resultados coinciden en la entre 1984 y 1994 en el diferencial logarít-
tendencia a una reducción en el diferencial mico total, en particular después de 1988 
total en términos logarítmicos, aunque en para el componente que comúnmente se 
las presentes estimaciones el diferencial denomina discriminación; iii) el diferencial 
no explicado por los residuos es mayor que explicado por diferentes características 
el estimado por Tenjo. entre hombres y mujeres es mucho me-
Por ahora podría decirse que los hechos 
más destacados al usar la descomposición 
de Oaxaca y la ecuación minceriana de in-
gresos salariales son: i) el diferencial sala-
rial entre hombres y mujeres para trabaja-
dores no asalariados es considerablemen-
te elevado, sin embargo, al desagregar la 
muestra entre cuenta-propia y empleado-
res se encuentra que dicho diferencial no 
es tan elevado, en el caso de este último 
nor en comparación con el generado por 
los residuos no explicados; y, finalmente, 
iv) la contribución de la reducción en dife-
rencias en las características de educación 
y experiencia potencial, posesión de capi-
tal humano, entre hombres y mujeres a la 
disminución del diferencial total fue mayor 
que la contribución de la reducción de los 
residuos no explicados y, por tanto, el por-
centaje de discriminación relativa aumen-
tó en el mismo período. 
Cuadro 8 
Descomposición de Oaxaca 
Empleadores 
(Funciones mincerianas básicas usando años de educación Variable continua) 
1984 1988 1992 1994 t-test t-test t-test 
88184 94/84 94/84 
Diferencial 
originado en: 
Diferentes -0.057 ** 0.016 ** -0.044 ** -0.097 ** 0.000 0.001 0.000 
características (0.002) (0.002) (0.002) (0.001) 
Diferentes retorn 0.229 ** 0.244 ** 0.172 ** 0.114** 0.350 0.001 0.001 
a características (0.020) (0.021) (0.021) (0.019) 
Diferencia 
bruto total 0.171 0.260 0.216 0.017 
Notas: (1) Errores estándares entre paréntesis. (2) * Significativo al 10%. ** Significativo al 5%. (3) t test = 1-
Prob 
96 
PLANEACION & DESARROLLO 
Vol. XXVII, No. 4, octubre - diciembre 1996 
Usando la función de ingreso 
salarial extendida 
Los Cuadros 9, 10 y 11 presentan los re-
sultados de la descomposición de Oa1rnca 
usando años de educación y funciones de 
ingreso salarial extendidas. Los resultados 
de dicha descomposición difieren sustan-
cialmente de los anteriores y esta es, qui-
zás, la contribución más importante de la 
presente investigación. 
El uso de funciones extendidas mejora la 
estimación de los residuos no explicados. 
Esto hace, entonces, que una porción im-
portante de lo que aparecía como tal, ha-
ciendo uso de las funciones de ingreso sa-
larial mincerianas, resulta ahora como di-
ferencias en las características entre hom-
bres y mujeres. En otras palabras, la por-
ción de los residuos no explicados dismi-
nuye después de que el vector de caracte-
rísticas incluye un conjunto más detallado 
de variables que, adicionalmente a la edu-
cación y experiencia potencial, también in-
tervienen en la determinación de los ingre-
sos salariales desde el punto de vista del 
capital humano. 
El Cuadro 9 para el total de trabajadores 
no asalariados muestra que la explicación 
u origen del diferencial salarial entre hom-
bres y mujeres cambia sustancialmente. La 
diferencia en las características o posesión 
de capital humano entre hombres y muje-
res explica para 1984 aproximadamente el 
Cuadro 9 
Descomposición de Oaxaca 
Traba¡adores no asalariados 
(Funciones extendidas usando años de educación Variable continua) 
1984 1988 1992 1994 Me8t Me8t Me8t 
88114 94114 94114 
Diferencial 
originado en: 
Diferentes 0.228 ** 0.207 ** 0.295 ** 0.153 ** 0.229 0.030 0.004 
características (0.002) (0.002) (0.002) (0.002) 
Diferentes retorn 0.291 ** 0.282 ** 0.156 ** 0.169 ** 0.761 0.002 0.001 
a características (0.027) (0.027) (0.031) (0.027) 
Diferencial 
bruto total 0.519 0.489 0.453 0.325 
Notas: (1) Errores estándares entre parentesis. (2) * Significativo al 10%. ** Significativo al 5%. (3) t test= 1-
Prob. V. 
97 
Diferenciales salariales entre hombres y mujeres 
no asalariadas durante el período 1984 - 1994 
44% del diferencial total. Dicho porcenta-
je es de 47.6% para 1994. Es decir, que lo 
que se había estimado anteriormente como 
residuos no explicados o discriminación, 
en realidad corresponde a diferencias en 
características en capital humano que no 
son adecuadamente captadas por el uso de 
funciones de ingreso tipo mincerianas, y 
las cuales parecieran tener un papel im-
portante en la determinación de los ingre-
sos salariales de los trabajadores no asala-
riados. Es decir, los diferenciales salaria-
les entre hombres y mujeres no asalaria-
das está también, y en gran proporción, ex-
plicado por características o dotación de ca-
pital humano diferentes entre ambos gé-
neros. Dicho porcentaje contrasta notable-
mente con el obtenido anteriormente, y 
también con los resultados obtenidos por 
Tenjo (1993) 26, segun el cual solo el 16% 
del diferencial era explicado por diferen-
cias en características. Adicionalmente, el 
diferencial debido a residuos no explica-
dos, o lo que se aduce como discrimina-
ción, cae sustancial y estadísticamente, 
entre 1988 y 1994. Lo anterior hace que, 
al contrario de lo que sucedía al usar las 
funciones