Pekerjaan formal dan sektor informal di daerah perkotaan dari Bolivia
Abstrak
Penghasilan dan partisipasi pasar tenaga kerja di wilayah perkotaan di Bolivia dianalisis, dengan menggunakan data survei tingkat rumah tangga dari tahun 1989. Kami membedakan antara non-partisipasi, pekerjaan sektor formal, dan sektor informal, dan memperkirakan persamaan upah terpisah untuk sektor informal dan formal. Dua jenis model dianalisis: pertama, sektor informal dipandang sebagai zona penyangga antara sektor formal dan non-partisipasi, sementara di urutan kedua, tidak ada pemesanan antar sektor. Kami menemukan bahwa akuntansi untuk selektivitas secara substansial mempengaruhi perkiraan persamaan upah. Arah efek selektivitas sama dengan kedua model, namun besarnya bervariasi, khususnya untuk sektor informal. Hasil lainnya cukup kuat: upah lebih tinggi di pasar tenaga kerja lokal yang lebih besar. Di kedua sektor tersebut, perempuan dari etnis minoritas dibayar rendah. Kata kunci: Ketenagakerjaan; Pasar tenaga kerja tersegmentasi
1. Pengantar
Makalah ini menganalisis pendapatan dan partisipasi pasar tenaga kerja di daerah perkotaan di Bolivia, dengan menggunakan data survei rumah tangga dari tahun 1989. Tiga negara pasar tenaga kerja dibedakan: tidak bekerja, bekerja di sektor informal, dan bekerja di sektor formal. Kami menganalisis determinan potensi pendapatan di kedua sektor, mengingat, misalnya, kembali ke pendidikan dan dampak kondisi pasar tenaga kerja lokal. Apalagi kita menganalisa partisipasi. Faktor apa yang menentukan apakah seseorang bekerja di sektor formal atau informal? Apakah kedua sektor itu kompetitif dan apakah perbedaan antara potensi pendapatan cukup untuk menjelaskan sektor seseorang? Atau apakah faktor lain penting, seperti preferensi sektoral (nonmoneter) atau hambatan masuk?
yang mempekerjakan beberapa pekerja magang atau pekerja sewaan. Definisi pastinya sewenang-wenang sampai batas tertentu dan bergantung pada tujuan penelitian yang spesifik (Hart, 1985). Misi IL0 ke Kenya pada tahun 1972 (Lubell, 1990) mendefinisikan informal ekonomi dalam konteks yang luas dengan menggunakan karakteristik seperti kemudahan masuk, usaha kecil, kepemilikan keluarga, keterampilan yang diperoleh di luar sistem sekolah formal, dan pasar yang tidak diatur dan lebih kompetitif.
Model yang menganalisis segmentasi pasar tenaga kerja dan pengembalian modal manusia dalam kerangka dua sektor, telah banyak digunakan. Lihat, misalnya, Hartog dan Oosterbeek (1993) untuk negara maju dan Van der Gaag dan Vijverberg (1988) untuk sebuah negara berkembang. Namun, untuk tiga negara pasar tenaga kerja, tidak ada pendekatan mapan. Dua pendekatan bisa dibedakan. Pertama sektor informal dipandang sebagai sektor perantara antara tidak bekerja dan sektor formal. Ini berasal dari hipotesis pementasan tradisional, misalnya, karya perintis Fields (1975): lapangan kerja sektor formal dijatah dan semua pekerja sektor informal akan lebih baik dalam pekerjaan di sektor formal. Bukti empiris terakhir, bagaimanapun, menunjukkan bahwa banyak pekerja sektor informal menyukai status mereka saat ini terhadap pekerjaan di sektor formal (Thomas, 1992). Dalam pendekatan kedua, pasar kompetitif diasumsikan dan kedua sektor diperlakukan secara simetris. Contohnya adalah Magnac (1991), yang menguji segmentasi pasar tenaga kerja di Columbia, dan Gindling (1991), menganalisis pasar tenaga kerja perkotaan di Kosta Rika.
Kami mempertimbangkan kedua jenis model tersebut dan memperhatikan sensitivitas hasilnya untuk pemilihan model. Secara khusus, perkiraan persamaan upah mungkin berbeda, karena model tersebut menghasilkan koreksi yang berbeda untuk bias seleksi (Heckman dan Hotz, 1986). Kita memilih antara model berdasarkan uji spesifikasi.
2. Latar belakang dan data ekonomi
Untuk memahami peran sektor informal di Bolivia, beberapa informasi latar belakang berguna. Perekonomian Bolivia memburuk dengan cepat dari tahun 1978 sampai 1985. Pada tahun 1985, tingkat inflasi tahunan mencapai 12.000 persen (ILO, 1991) dan tingkat pertumbuhan PDB telah negatif selama lima tahun berturut-turut. Tingkat pengangguran terbuka meningkat dari 9,7 persen pada tahun 1981 menjadi 18,0 persen pada tahun 1985 (ILO, 1991; orang-orang berusia 10 tahun ke atas). Pemerintah yang mengambil alih kekuasaan pada tahun 1985 bereaksi terhadap situasi tersebut dengan 'Kebijakan Ekonomi Baru', untuk menstabilkan harga dan mengurangi peran negara. Langkah kebijakan termasuk devaluasi mata uang lokal, pengurangan pengeluaran pemerintah, dan program liberalisasi pasar yang jauh. Harga dan suku bunga telah dibebaskan dan upah sektor publik dinegosiasikan ulang. Kebijakan menstabilkan harga berhasil: dari tahun 1986 sampai 1989, harga konsumen meningkat hanya 16 persen per tahun. Pertumbuhan ekonomi bagaimanapun, gagal untuk mengambil. Ini mencapai 2,5 persen pada tahun 1986 sampai 1989, kurang dari pertumbuhan populasi. Tingkat pengangguran hampir tidak berubah (19,0 persen pada tahun 1990).
Selama perlambatan ekonomi antara tahun 1976 dan 1987, ukuran sektor informal di perkotaan meningkat dari 43 menjadi 55 persen angkatan kerja (Velasco et al., 1989). Ada kenaikan tajam sesaat setelah reformasi: dari tahun 1985 sampai 1986, pekerjaan sektor formal perkotaan turun 62.209 pekerjaan, yaitu 14 persen. Pada tahun yang sama sektor informal tumbuh dengan 116.704 orang (UDAPE, 1991). Ini mendukung pandangan sektor informal sebagai sektor penyangga. Penghasilan yang dihasilkan dari sektor informal sangat dibutuhkan dalam masa resesi ekonomi.
"Sebagian besar ditawarkan kepada pekerja sektor publik yang tidak terampil. Jaminan sosial diwajibkan bagi perusahaan dan pekerja sektor formal. Ini mencakup asuransi kesehatan dan kecacatan dan pensiun hari tua.
a. Data
Kami menggunakan putaran kedua survei rumah tangga Bolivia (Encuesta Integrada de Hogares), yang diambil pada tahun 1989. Ini adalah sampel acak dari populasi perkotaan, yang dikelola setiap tahun oleh Biro Statistik Nasional Bolivia (Instituto National de Estadistica), dengan bantuan dari Bank Dunia. Survei 1989 mencakup 7264 rumah tangga di 8 pusat kota. Data survei rumah tangga lebih tepat daripada data tingkat perusahaan untuk mengukur aktivitas di sektor informal, karena yang terakhir seringkali tidak memasukkan informasi mengenai perusahaan atau perusahaan mikro yang tidak terdaftar, sebagian besar sektor informal. Kita membedakan antara sektor formal dan informal berdasarkan status pekerja. Lihat Lampiran A untuk diskusi dan rincian pembangunan basis data, definisi variabel, dan statistik contoh. Sampel yang digunakan untuk estimasi terdiri dari 6349 laki-laki dan 7293 perempuan berusia antara 19 sampai 65 tahun.
Pendapatan per jam lebih tinggi untuk pria daripada wanita. Rata-rata, pendapatan informal lebih tinggi daripada pendapatan formal. Khusus untuk wanita, varians pendapatan per jam jauh lebih besar daripada sektor informal. Ini sesuai dengan anggapan bahwa sektor informal sangat heterogen (Fields, 1990). Untuk kedua jenis kelamin, rata-rata jam kerja di sektor informal melebihi jumlah di sektor formal.
Pendapatan sektor informal mungkin tidak selalu diukur bersih dari biaya. Kuesioner tidak mengandung cukup detail untuk memperbaiki hal ini. Jenis masalah ini dapat mempengaruhi perkiraan perbedaan upah antara kedua sektor, namun tidak akan mempengaruhi perkiraan persamaan alokasi sektor (dikurangi bentuk).
Hal lain yang menjadi perhatian adalah sejauh mana data tersebut representatif. Jelas, daerah pedesaan tidak terwakili, sehingga data tidak dapat digunakan untuk menganalisis migrasi dari daerah pedesaan ke perkotaan dan pilihan antara pekerjaan di sektor pertanian atau perkotaan, isu-isu pada model teoritis awal Fields (1975) misalnya]. Karena daerah pedesaan tidak terwakili, data survei menyimpang secara substansial dari statistik nasional resmi dalam beberapa hal. Misalnya, tingkat aktivitas (fraksi orang yang bekerja atau mencari pekerjaan), berjumlah 84 persen untuk pria dan 51 persen wanita dalam survei tersebut. Perkiraan nasional resmi adalah 93,4 dan 26,5 pada tahun 1990.
3. Models
Tujuan utama makalah ini adalah untuk menganalisis faktor-faktor yang mendorong partisipasi, pilihan sektoral dan pendapatan di sektor formal dan informal. Model terdiri dari dua persamaan upah, satu untuk masing-masing sektor, dan dua persamaan bentuk yang dikurangi yang menjelaskan mekanisme seleksi. Mereka berbeda dengan yang terakhir. Jumlah jam kerja tidak dipertimbangkan. Upah adalah tingkat upah per jam, diperoleh dengan membagi total pendapatan dengan jumlah jam kerja.
Pada model pertama, pilihan antara bekerja di sektor formal, bekerja di sektor informal, dan non-partisipasi, dimodelkan menggunakan probit memerintahkan. Pada model kedua, multinomial logit digunakan. Persamaan pemilihan dalam bentuk tereduksi, dalam arti bahwa tingkat upah tidak dimasukkan sebagai variabel penjelas. Efek upah secara tidak langsung tercermin melalui, misalnya, usia dan efek pendidikan. Modelnya juga berkurang bentuknya dalam artian kita menganggap sebenarnya sebenarnya seseorang. Informasi tentang keadaan pasar tenaga kerja pilihan atau pencarian kerja tidak diperhitungkan. Kami tidak menguraikan efek melalui preferensi dari mereka melalui penjatahan, biaya pencarian, dll.
Pada model pertama, tiga negara pasar tenaga kerja dipesan: partisipasi di sektor formal - partisipasi di sektor informal - tidak berpartisipasi. Variabel laten yang mendasarinya dapat diartikan sebagai indikator formalitas. Non-partisipasi termasuk terlibat dalam produksi rumah tangga yang dikaitkan dengan tingkat formalitas terendah.
Kami tidak secara eksplisit menentukan model ekonomi struktural yang mendasarinya untuk pemesanan ini Penafsiran ekonomi adalah hipotesis pementasan model Fields (1975): lapangan kerja sektor informal lebih rendah daripada lapangan kerja sektor formal; Pendapatan sektor informal melebihi pendapatan pengangguran. Dalam ekuilibrium, perpindahan dari pengangguran ke sektor informal melibatkan peningkatan pendapatan dengan mengorbankan efisiensi pencarian. Dalam pandangan ini, formalitas ekonomi dikaitkan dengan meningkatnya aktivitas ekonomi dan upaya pencarian yang menurun [lihat juga Todaro (1989, hal 268)]. Dalam situasi dinamis, peserta pasar tenaga kerja baru atau imigran dari daerah pedesaan pertama-tama akan menerima pekerjaan di sektor informal, dan sekaligus mencari pekerjaan di sektor formal.
Representasi formal dari model ini adalah:
Subskrip menunjukkan individu ditekan. Y adalah variabel laten, kebalikan dari 'tingkat formalitas'. s3 - N (0, l), independen dari 2. 2 adalah vektor karakteristik individu, keluarga, dan daerah. Karena sistem adalah bentuk yang dikurangi (tingkat upah dieliminasi), Z berisi semua variabel dalam persamaan upah. Selain itu, Z mengandung taste shifter yang tidak dihasilkan dari perbedaan pendapatan potensial. Dengan cara normalisasi, Z tidak mengandung istilah konstan.
informal bergantung pada Z hanya melalui non linieritas fungsi distribusi e3. Ini adalah kelemahan umum dari model probit pesanan standar. Untuk memungkinkan fleksibilitas lebih, kami parametrize tx2:
Menurut (1) dan (2) probabilitas pekerjaan sektor formal ditentukan oleh Z6i saja, namun pilihan antara pekerjaan informal dan non-partisipasi bergantung pada Z6, dan Z &. Memasukkan istilah eksponensial dalam al (Z) menjamin t12> tli. 3.2 Model seleksi multinomial logit
Pada model kedua, tidak ada apriori pemesanan di antara tiga negara yang diasumsikan. Model dapat diinterpretasikan dalam hal memaksimalkan utilitas. Biarkan Yi menjadi utilitas tidak langsung yang terkait dengan partisipasi di sektor i. Kami berasumsi:
Disini ni - EV (1) (distribusi tipe I yang ekstrem), dan ql, n2, q3 independen. Z sama dengan model probit yang dipesan. Alternatif saya dipilih jika utilitasnya melebihi semua alternatif lainnya. Tentu saja, karena keadaan aktual dan pilihan tidak harus bersamaan, interpretasi maksimisasi utilitas tidak boleh dipahami secara harfiah. Jika seseorang lebih suka tapi tidak dapat menemukan pekerjaan sektor formal, Y1 akan kecil. Jadi Yi mencerminkan penjatahan dan preferensi.
Normalisasi membutuhkan satu 6, menjadi konstan (kita memilih 6, = 0). Menetapkan
Berikut Fi adalah fungsi distribusi vi *, yang bergantung pada Z6j, j # i. 3.3 Persamaan upah
Logaritma natural dari potensi per jam dimodelkan sebagai tingkat upah Wi di sektor i
X berisi variabel penjelas: karakteristik pribadi (human capital variables), dan variabel yang menggambarkan kondisi pasar tenaga kerja menurut daerah perkotaan. Ei adalah istilah kesalahan terdistribusi normal.
3.4 Struktur kesalahan
Dalam kasus probit memerintahkan, tiga istilah kesalahan si, s2 dan s3 diasumsikan secara bersama-sama didistribusikan secara normal dengan mean nol dan matriks kovarian penuh. Kovarians dari .sl dan I + tidak teridentifikasi, karena kita mengamati satu upah paling banyak.
Dalam kasus login multinomial, kita mengikuti Lee (1982) [lihat juga Maddala (1983, hal 273)]. Membiarkan
Disini @ - 'adalah kebalikan dari fungsi distribusi normal standar. (7) menyiratkan bahwa s: i m N (0, 1). Alternatif saya dipilih jika szi <Ji (Z6i). Kita mengasumsikan bahwa, untuk i = 1,2, (si, sTi), adalah bivariat normal dengan matriks mean (0, O) dan kovariansi Ci, dengan x, (2,2) = 1. Asumsi ini memudahkan estimasi model logit multinomial dan persamaan upah dengan metode dua langkah atau kemungkinan maksimum.
3.5 Identifikasi
Kedua model tersebut merupakan generalisasi model seleksi mandiri dua sektor, yang modelnya Roy (1951) adalah contoh mani. Identifikasi jenis model ini dibahas di Heckman dan Honor6 (1990) dan Heckman (1990). Hasil yang terakhir dapat diperluas secara langsung ke model kami:...
misalnya, asumsi semiparametrik tentang independensi kesalahan dari regresor dan nol kesalahan berarti atau median. Untuk kasus ini, Heckman (1990, hal 314) membuktikan identifikasi dengan asumsi bahwa setidaknya satu dari regresor di bagian seleksi dikeluarkan dari persamaan upah. Kondisi ini terpenuhi dalam kasus kami: Z mengandung variabel yang mengacu pada komposisi keluarga dan pendapatan keluarga lainnya, tidak termasuk dalam X. Dalam praktiknya, apakah hasil bergantung pada asumsi distribusi, oleh karena itu bergantung pada kekuatan penjelasan regresor tambahan dalam persamaan pemilihan .
Selain itu, estimasi semiparametrik dari persamaan konstan dalam persamaan upah lebih sulit daripada memperkirakan koefisien kemiringan. Identifikasi semiparametrik dari istilah konstan dalam, katakanlah, persamaan upah sektor 1,
bersih. Pendapatan non-tenaga kerja adalah instrumen utama. Rincian dijelaskan di Lampiran B...
3.7 Perkiraan
Jika Z, termasuk disavings bersih, bersifat eksogen, model dapat diperkirakan dengan kemungkinan lompatan maksimum informasi penuh, atau dengan estimator dua langkah konsisten. Yang terakhir dapat digunakan untuk mendapatkan nilai awal untuk memaksimalkan kemungkinan. Perbedaan antara dua rangkaian perkiraan dapat digunakan untuk melakukan uji Hausman untuk spesifikasi model yang tidak tepat. Rincian pada kedua estimator disebutkan dalam lampiran teknis, tersedia atas permintaan dari penulis.
Memungkinkan endogenitas pembubaran bersih seperti yang dijelaskan pada Lampiran B, secara substansial tidak mempersulit estimasi. Dalam langkah OLS tambahan tambahan, sebuah persamaan yang menjelaskan dugaan diseksi bersih. Residu OLS kemudian ditambahkan ke bagian sistematis dari persamaan seleksi. Koefisien non-nol dari residu ini menunjukkan endogenitas. Lihat Lampiran B. Kesalahan standar ML telah dikoreksi untuk ketidakpastian dalam perkiraan langkah pertama menggunakan Newey (1984).
4. Hasil estimasi
Tabel dengan perkiraan rinci hasil estimasi dua langkah dan ML, ada dalam lampiran teknis, tersedia berdasarkan permintaan. Pembahasan berikut didasarkan pada hasil ML yang lebih efisien.
4.1 Persamaan upah
Pada Tabel 1 kita menyajikan perkiraan untuk persamaan upah. Perkiraan dari pola umur dan istilah konstan di sektor informal peka terhadap pilihan model seleksi. Untuk sebagian besar variabel penjelas lainnya, koefisien estimasi pada kedua model sebanding dengan tanda dan signifikansi.
sektor sesuai dengan kedua model tersebut. Bagi laki-laki, tanda-tandanya sama, namun tingkat signifikansi lebih rendah.
Variabel ekon act (aktivitas ekonomi) dan pengangguran menggambarkan kondisi pasar tenaga kerja lokal. Efek tindakan ekon, yang digunakan sebagai proxy untuk ukuran pasar tenaga kerja lokal, positif dan signifikan dalam semua kasus. Tingkat pengangguran lokal memiliki dampak negatif terhadap pendapatan, dan pengaruhnya terbesar di sektor informal. Hal ini menunjukkan bahwa sektor informal lebih kompetitif, dan kondisi pasar kerja yang kurang menguntungkan memiliki dampak negatif yang lebih besar pada pendapatan di sektor informal daripada di sektor formal.
selesai, dinyatakan dalam beberapa tahun. Penyimpangan ini adalah nol jika jalannya selesai dan negatif sebaliknya. Mereka yang mengikuti pelatihan yang tidak diklasifikasikan, termasuk dalam estimasi. Bagi mereka, variabel dummy lainnya diatur ke satu dan yrs incompl educ (tahun pendidikan tidak lengkap) menjadi nol.
Untuk diskusi tentang pengaruh pendidikan terhadap upah, kita beralih ke Tabel 2. Untuk setiap tingkat pendidikan (selesai), kami telah menghitung upah log yang diprediksi. Untuk sektor formal, pola upah sebagai fungsi tingkat pendidikan sangat kuat berkenaan dengan model yang dipilih. Kenaikan relatif dalam tawaran upah dari jenis pendidikan terendah (dasar) sampai tertinggi (uniu) (= universitas) adalah 0,84 untuk laki-laki dan 1,34 untuk perempuan. Untuk sektor informal, perkiraan bervariasi secara substansial dengan pilihan model seleksi. Secara khusus, perkiraan tingkat upah rata-rata sangat berbeda menurut kedua model tersebut. Hal ini dapat dijelaskan oleh masalah dengan identifikasi semiparametrik dari istilah konstan (bandingkan pembahasan di Bagian 3). Pengembalian ke pendidikan lebih rendah di sektor informal daripada di sektor formal, seperti yang kita harapkan berdasarkan hipotesis pasar kerja tersegmentasi.
Namun bagi perempuan, kita menemukan hasil yang berlawanan. Menurut model multinomial logit, pendapatan yang diharapkan lebih tinggi di sektor informal untuk semua wanita dalam sampel. Dengan menggunakan probit yang diperintahkan, kami menemukan bahwa untuk 9 persen sampel, tawaran upah yang diprediksikan di sektor formal lebih tinggi. Ini secara eksklusif adalah wanita dengan pelatihan normal (terutama guru) atau universitas. Hasil ini menunjukkan bahwa kita tidak dapat menjelaskan partisipasi sektor berdasarkan upah dan batasan yang diharapkan untuk masuk ke sektor formal saja. Akun harus diambil dari perbedaan preferensi untuk kedua sektor.
4.2 Persamaan seleksi
kombinasi linear regresor. Pada Tabel 3, oleh karena itu, kita menyajikan efek perubahan marjinal dari beberapa karakteristik pada probabilitas keadaan, untuk rata-rata pria dan wanita. Tanda dan tingkat signifikansi efek sesuai dengan kedua model serupa pada kebanyakan kasus. penghasil utama di rumah tangga. Hal ini secara signifikan mengurangi probabilitas kerja informal perempuan, dan meningkatkan probabilitasnya untuk tidak berpartisipasi. Yang terakhir juga berlaku untuk pria, dengan biaya probabilitas kerja formal. Dampak negatif dari prime pada partisipasi diharapkan. Tidak jelas mengapa perdana mempengaruhi pilihan antara pekerjaan formal dan informal. Kehadiran anggota keluarga yang berusia lebih dari 65 (tua) hanya signifikan dalam satu kasus saja: Ini meningkatkan probabilitas kerja informal pria.
Karakteristik individu sudah menikah, usia dan etnis. Bagi wanita, menikah dengan baik dan secara signifikan mengurangi probabilitas kerja di kedua sektor. Bagi laki-laki, menikah mengurangi kemungkinan non-partisipasi dan meningkatkan lapangan kerja sektor formal. Probabilitas pekerjaan informal meningkat secara signifikan dengan usia untuk pria dan wanita. Sebagai gantinya, probabilitas perempuan tidak berpartisipasi menurun seiring bertambahnya usia, begitu juga probabilitas laki-laki untuk mendapatkan pekerjaan formal. Ini mungkin mencerminkan efek kohort daripada efek usia murni. Karena kita termasuk usia dan usia persegi, efek marjinal pada tingkat usia lainnya mungkin berbeda. Perhatikan bahwa efek usia adalah kombinasi dari efek langsung dan tidak langsung: termasuk yang melalui tingkat upah. Untuk etnis minoritas (etnik = l), probabilitas pekerjaan informal secara signifikan lebih besar daripada orang lain. Bagi laki-laki, ini harus menjadi efek langsung karena etnis tidak mempengaruhi upah. Besarnya efeknya berubah dengan model yang dipilih.
Disfungsi per kapita bersih (netdissau pc), bagi kedua jenis kelamin, berpengaruh positif secara signifikan terhadap probabilitas tidak berpartisipasi. Ditafsirkan dalam persyaratan pasokan tenaga kerja, ini menyiratkan bahwa rekreasi adalah barang yang normal. Peningkatan disaving bersih per kapita sebesar 1 persen meningkatkan probabilitas non-partisipasi sebesar 0,9 persen untuk laki-laki dan 0,7 persen untuk wanita. Bagi perempuan, peluang partisipasi sektor formal dan informal terkena dampak negatif. Bagi laki-laki, ini hanya kasus sektor formal.
Aktivitas ekonomi (econ act) dan tingkat pengangguran (pengangguran) mencirikan pasar tenaga kerja lokal individu. Pasar tenaga kerja yang lebih besar secara signifikan meningkatkan probabilitas bahwa perempuan bekerja di sektor informal, dengan biaya non-partisipasi. Tingkat pengangguran yang tinggi meningkatkan partisipasi non-, untuk laki-laki dan perempuan. Ini mungkin mencerminkan efek pekerja yang berkecil hati, atau, sampai tingkat tertentu, efek upah tidak langsung. Khusus untuk wanita, hasil menunjukkan bahwa efek pekerja yang berkecil hati di sektor formal cukup besar.
4.3 Tes specijikasi
Spesifikasi model diuji secara terpisah dengan menggunakan (generalised5) spesifikasi Hausman, Hausman, 1978), berdasarkan perbandingan estimasi ML (efisien) dengan perkiraan dua langkah (konsisten namun tidak efisien). Rincian komputasional tersedia berdasarkan permintaan. 6 Semua spesifikasi model ditolak pada tingkat 1 persen. Mengingat banyaknya pengamatan dan pengalaman sebelumnya dalam literatur dengan model semacam ini, ini tidak mengejutkan. Misalnya, model Magnac (1991) gagal melewati tes serupa. Nilai statistik uji menghasilkan kesimpulan yang sama dengan nilai kemungkinan: untuk laki-laki, versi probit model yang dipesan lebih baik, untuk model logit multinomial wanita.
5. Kesimpulan
Kami telah menganalisis pendapatan dan partisipasi pasar tenaga kerja di daerah perkotaan Bolivia dengan menggunakan dua metode yang berbeda untuk memodelkan partisipasi. Yang pertama, model probit yang dipesan, secara eksplisit memodelkan sektor informal sebagai sektor penyangga, antara non partisipasi dan sektor formal. Yang kedua, model logit multinomial, tidak memberlakukan pemesanan apapun. Kami membandingkan kedua model dengan menggunakan hasil estimasi, uji spesifikasi dan statistik komparatif..
pendapatan terhadap partisipasi sektor formal jelas negatif, sedangkan sektor informal tidak signifikan. Bagi wanita, efek pendapatan dari partisipasi secara signifikan negatif. Meskipun perbedaan antara kedua model adalah model partisipasi sektoral, perkiraan probabilitas berjalan cukup baik, dan bergantung pada regresor dengan cara yang sama.
Bertentangan dengan Gindling (1991) kita menemukan bahwa akuntansi untuk selektivitas secara substansial mempengaruhi perkiraan persamaan upah. Arah efek selektivitas sama dengan kedua model. Namun, di sektor informal, besarnya efek selektivitas sangat bergantung pada mode1 yang dipilih. Sebagai konsekuensinya, kedua model tersebut menghasilkan prediksi yang sangat berbeda mengenai pendapatan sektor informal yang potensial bagi nonpartisipan dan pegawai sektor formal. Dengan menggunakan uji spesifikasi untuk model yang tidak bersarang, kita cenderung memilih mode logit multinomial1 untuk wanita. Bagi laki-laki, kami menemukan sedikit dukungan untuk model probit yang dipesan, namun perbedaannya tidak signifikan.
Secara umum, tampaknya masuk akal untuk menyimpulkan bahwa dampak dari variabel yang paling jelas adalah kuat sehubungan dengan spesifikasi pilihan. Ini bukan kasus besarnya efek selektivitas, terutama di sektor informal. Melihat dua model, bukan hanya satu yang bisa menjadi langkah pertama menuju pandangan yang lebih kuat mengenai hipotesis pasar tenaga kerja yang tersegmentasi.
Lampiran A: Sumber data dan definisi formalitas
Penelitian ini didasarkan pada survei rumah tangga Bolivia tahun 1989. Ini berisi ukuran untuk konsumsi rumah tangga dan, untuk setiap anggota keluarga, informasi terperinci mengenai pasokan tenaga kerja, pendapatan, pendidikan, kesehatan, kesuburan dan migrasi. Bagian tenaga kerja sangat luas, dengan informasi tentang pekerjaan, penghasilan, jam kerja dan perilaku pencarian.
Penjelasan:
formal. Pelatihan kejuruan disebut sebagai teknis dan mencakup pelatihan industri, komersial dan pertanian. normal mengacu pada pelatihan untuk guru, uniuersity mencakup universitas negeri dan swasta. Bagi laki-laki, sebagian besar kategori lainnya adalah pelatihan militer. Tidak ada yang terdidik: jika individu tidak menyelesaikan pelatihan: dikurangi jumlah tahun sebelum selesai. Jika tidak sama dengan nol. etnis: variabel dummy diperoleh dari pertanyaan bahasa: jika responden biasanya berbicara bahasa lain selain bahasa Spanyol, variabelnya disetel menjadi satu. per kapita net dissauings: pengeluaran keluarga dikurangi pendapatan keluarga dibagi dengan ukuran keluarga. Tindakan ekon: jumlah individu (laki-laki dan perempuan) yang bekerja atau mencari pekerjaan di wilayah perkotaan yang sama dalam sampel (acak). Ini berkaitan dengan ukuran pasar tenaga kerja lokal dan dapat mengambil dampak skala. Ini bervariasi antara 695 untuk Potosi dan 2468 untuk St. Cruz. pengangguran: tingkat pengangguran lokal (laki-laki dan perempuan bersama-sama).
Ini bervariasi antara 0,053 di Trinidad dan 0,107 di Oruro. 'Survei ini mengumpulkan informasi terbatas mengenai aktivitas sekunder. Jam aktivitas dan pendapatan sekunder tidak dapat dihitung dengan cara yang sama seperti pekerjaan utama. Jumlah orang dengan aktivitas primer dan sekunder di berbagai sektor kecil: 2,5 persen laki-laki dan 1 persen perempuan. Oleh karena itu, kami mengabaikan aktivitas sekunder dalam penelitian ini.
Data memungkinkan untuk definisi yang berbeda dari sektor formal dan informal. Kami telah mempertimbangkan dua definisi. Yang pertama menggunakan ukuran perusahaan sebagai indikator utama formalitas: jika ini kurang dari 6, pekerjaan diklasifikasikan sebagai informal, jika minimal 6, pekerjaannya formal. Namun, kami mengikuti pendekatan umum untuk mengklasifikasikan para profesional independen, seperti pengacara dan dokter, di sektor formal. Pekerja rumah tangga dan pekerja keluarga dibiarkan tidak berkelas. Definisi kedua didasarkan pada status pekerja dan sesuai dengan Magnac (1991): pekerja upahan dan profesional independen diklasifikasikan sebagai pekerja formal dan wiraswasta sebagai orang informal. Lainnya (majikan, pekerja rumah dan keluarga) dibiarkan tidak berkelas. Kedua definisi tersebut menghasilkan klasifikasi yang sama untuk 80 persen dari semua pekerja (jika kita termasuk yang tidak tergolong). Dari semua pekerja, 4 persen adalah pengusaha, dan karena itu tidak diklasifikasikan menurut definisi Magnac. Pekerja ini dihapus dari sampel.
Rincian definisi variabel penjelas dan statistik dari sampel yang digunakan untuk estimasi, disajikan pada Tab el A.l.
Lampiran B: Endogenitas tabungan bersih
Di sini netdissav adalah peredaran bersih per kapita, dan Q adalah vektor variab1es spesifik rumah tangga. Endogeneitas muncul jika Anda berkorelasi dengan kesalahan pada model seleksi.
Normalisasi memerlukan y3 = 0. Jika y = (yi, y2) = (O, O), spesifikasinya seperti yang dijelaskan pada Bagian 3, dan penghematan bersih bersifat eksogen.
Kedua model dapat diperkirakan secara konsisten jika endogenitas diperbolehkan untuk menambahkan langkah estimasi tambahan (lihat Smith dan Blundell (1986) untuk kasus probit yang diperintahkan). Pertama, (B.l) diperkirakan oleh OLS. Residu OLS kemudian ditambahkan ke regresor dari persamaan seleksi (s). Selanjutnya, estimasi ML atau two-step dilakukan. Pengujian endogenitas mengarah pada pengujian signifikansi koefisien residu OLS. Kesalahan standar ML pada langkah kedua tidak konsisten jika terjadi endogenitas, karena parameter pada (B.l) digantikan oleh perkiraan mereka. Koreksi mungkin terjadi setelah Newey (1984).
