Boletín de - Unidad de Gestión Pensional y Parafiscales...total, para los cuales este índice es calculado. ... incluso superior en 3pp al observado en el mismo período del año

la unidad DE PENSIONES Y PARAFISCALES

SeccionesSeccionesSeccionesSecciones:

Carta Editorial

i. Mercado Laboral & Sector Real

ii. Las Obligaciones de los Trabajadores Independientes frente al SPS

iii. Documentos & Reseñas: «Impacto de la

Reducción de

Impuestos a la

Nómina sobre

la Informalidad

en Colombia»

Dirección de Estrategia & Evaluación

Volumen III – N°3

Jul – Sep 2017

ISSN 0879-6578

Boletín de Parafiscales

Carta Editorial

Acaba de ser publicado el Índice Global de Pensiones de Melbourne-Mercer (IGPMM), resultado colaborativo entre el Centro de Estudios Financieros de la Universidad de Monash (Australia) y la multinacional consultora en recursos humanos MERCER. El índice, que viene siendo publicado con periodicidad anual desde 2009, constituye una base para la comparación de los sistemas nacionales de pensiones, en un escenario de cambio global. Novedad en la versión 2017 del IGPMM es la incorporación de Noruega, Nueva Zelanda y Colombia al conjunto de países, 30 en total, para los cuales este índice es calculado.

El IGPMM es una combinación lineal de tres subíndices que, con diferente ponderación, reflejan aspectos deseables en todo sistema de pensiones: Adecuación (40%), —que representa los beneficios provistos por el sistema; Sostenibilidad (35%), que se enfoca en el futuro del sistema; e Integridad (25%), que describe los aspectos que determinan la gobernanza del sistema y que afectan el nivel de confianza de los ciudadanos en el mismo. Cada uno de estos subíndices es a su vez síntesis de un subconjunto de indicadores: el de Adecuación agrega información sobre los beneficios que presta el sistema, el diseño del mismo, los niveles de ahorro interno, el soporte fiscal de que dispone el sistema, los activos de crecimiento (entendemos que se refiere a alguna medición de capital social). El subíndice de sostenibilidad reúne indicadores de cobertura, activos totales del sistema, nivel de los aportes, aspectos demográficos, deuda pública y crecimiento económico. El índice de Integridad incluye indicadores sobre regulación, gobernanza, protección, comunicación y costos entre otros.

Los resultados del índice en 2017 varían entre 38.8 en el caso de Argentina y 78.9 en el caso de Dinamarca. Dependiendo de este puntaje, se otorga una calificación ó grado que va de “A”, —un sistema de ingresos para la jubilación que proporciona adecuados beneficios, es sostenible y

tiene altos niveles de integridad—, hasta “E” que se refiere a un sistema de características pobres, que está en estados iniciales de desarrollo o es inexistente.

Colombia obtuvo una calificación de 61.7, que pone al país muy por encima de Argentina y un poco por debajo de Dinamarca (que sin embargo no recibe grado “A”). Colombia recibe el grado “C+” que se refiere a un sistema que tiene buenas

características, pero también importantes riesgos o deficiencias que deberían abordarse y que si no se mejoran, su eficacia y sostenibilidad a largo plazo estarían en entredicho. En la clasificación, Chile es el único país latinoamericano con calificación “B” o superior, los demás países latinoamericanos estudiados, —Brasil, México, Argentina—, tienen clasificación “C” o inferior. Ninguno de los 30 países analizados recibe grado “E”.

Los valores promedio de los índices de adecuación, sostenibilidad e integridad son en su orden 60.9, 50.8 y 71.2, valores que implican un IGPMM promedio de 59.9. En el caso de Colombia se destaca el índice de Adecuación que es 5.5 puntos mayor que el valor medio de ese índice mientras que los de sostenibilidad (49.9) e integridad (70.7) apenas se separan de las medias generales: se trata pues de un sistema que da beneficios

adecuados pero que es de sostenibilidad y

gobernabilidad por mejorar. En el caso chileno, por contraste, que presenta un puntaje de 67.3, (5.6 puntos mayor que el puntaje Colombiano), son los subíndices de sostenibilidad (69.1) e integridad (79.7) los que explican el mayor valor de la calificación; en contraste, el valor del índice de Adecuación es de 58.0, cerca de 3 puntos menor que el índice promedio de esta dimensión: se trata de un país en el que el sistema pensional es sostenible y que tiene una gobernanza superior, pero unos beneficios muy pobres para los ciudadanos.

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Al considerar que junto con Colombia, en el grado “C+” aparecen clasificadas Alemania y el Reino Unido, y que en clasificaciones inferiores aparecen Francia, Estados Unidos, Austria e Italia, y muy por debajo de estos, Corea del Sur, Japón, India y Argentina, resultará, según se anota en el diario El Tiempo, que «pese a las frecuentes voces que hay

sobre las fuertes deficiencias del esquema

pensional en el país, en comparación con el resto

del mundo, el panorama no pinta tan mal.»1.

A nivel doméstico se viene discutiendo la necesidad de una reforma pensional para enfrentar los problemas de sostenibilidad y gobernanza del sistema, —detectados por el IGPMM— y, eventualmente, la inequidad del mismo. En las propuestas de reforma se destacan el aumento en las edades de jubilación y la reducción de las tasas de reemplazo, acciones que aunque alineadas con recomendaciones del FMI y la OCDE, no tienen en cuenta otras sobre el aumento en los niveles de ahorro2,3 que es acción clave en los paquetes de medidas que se recomiendan a nivel internacional y que involucraría, por ejemplo, incrementar el número de semanas de cotización de 1250 a 1500 como se propone desde el Observatorio del Mercado Laboral del Externado de Colombia. Una propuesta que tiene por objetivo ampliar la afiliación y la cobertura es la supresión del requisito de cotizar sobre un ingreso base de cotización (IBC) mínimo de 1 Salario Mínimo Mensual Legal Vigente (SMMLV), que si bien implica un esfuerzo legislativo importante, bien podría considerarse dados sus eventuales resultados positivos (ver sección ii en esta edición).

La informalidad del mercado laboral puede aproximarse mediante la proporción de ocupados que no están afiliados a un esquema de pensiones. En Colombia este indicador osciló, con muy pocas variaciones, alrededor del 30% entre 2007 y 2011 mientras que, por esa misma época, en América

1 “Así están las pensiones de Colombia frente al Mundo”. El Tiempo (redacción) 23 de octubre de 2017. Recuperado de http://www.eltiempo.com/economia/sectores/colombia-en-el-indice-global-de-pensiones-melbourne-de-mercer-143808 en 08 Noviembre de 2017. 2 Soto (2017): Pension Shock. Finance & Development, June 2017, Vol 54, N°2. Washington: IMF. 3 OCDE, Banco Mundial (2015): Panorama de las Pensiones, América Latina y el Caribe. Washington: IADB

Latina y el Caribe, según datos OCDE, el 45% de los trabajadores aportaban o estaban afiliados a un esquema pensional. El avance es lento: en Colombia, entre 2012 y lo corrido de 2017, el número de ocupados afiliados a pensiones apenas creció 6.1pp pasando de 31.0% a 37.1%. (ver figura i-6).

Dentro de las causas de la evasión a pensiones, la miopía intertemporal de los trabajadores es crítica: «La decisión de evadir las contribuciones al Sistema

de Pensiones está relacionado con qué tanto

planea para su vejez una persona. Las personas

que planean muy poco evaden porque no se

imaginan viejos o prefieren disfrutar sus ingresos

en el presente. Las personas que planean mucho

evaden porque prefieren sustituir su aporte a a

pensiones con inversiones más rentables o más

controlables»4. En reconocimiento de que los costos de contribuir a la seguridad social involucran consideraciones sobre el consumo y ahorro presentes que son más urgentes que las del futuro, el agente individual no puede desestimar el riesgo de un retiro en condiciones de pobreza y se requiere de él responsabilidad, especialmente en atención al envejecimiento poblacional, que en Colombia corresponde a un proceso de transición demográfica con reducción en la tasa de fecundidad, aumentos en la población en edad de trabajar, reducción de la población infantil e incremento continuado de la población con más de 60 años, una dinámica que seguramente añadirá presión sobre los sistemas pensionales al incrementar la «relación entre los beneficiarios de

la tercera edad y los trabajadores jóvenes, que con

sus aportes financian las prestaciones» (Soto, 2017:14). En la unidad seguiremos persistiendo en la construcción y consolidación de la percepción

del riesgo, que junto con la modernización del marco legal de las contribuciones a la seguridad social, constituyen instrumentos para enfrentar estos retos ∎

4 UGPP (2014): Causas de la Evasión en el Sistema de la

Protección Social en Colombia. Bogotá: UGPP

3

……………………………………………………………………….

Bogotá, D.C., Colombia – Septiembre de 2017 – Volumen 3 – N° 3 – ISSN 0897-6578

i. Entorno Macro: Producción y Mercado Laboral

Figura i-1 PIB Real. Evolución Trimestral, 2012-I ~ 2017-III

En el tercer trimestre del año en curso la producción cierra con un crecimiento positivo y superior al del trimestre anterior, e incluso superior en 3pp al observado en el mismo período del año previo indicando un repunte que de acuerdo con distintos analistas puede interpretarse como un cambio en la tendencia de crecimiento económico del país. Fuente: Cálculos Propios con base en DANE/Cuentas Nacionales.

Figura i-2 PIB Real y Crecimiento Anual, 2010 – 2016 y Estimación 2017

Dados los resultados sobre crecimiento para el III trimestre de 2017 es difícil que al final de 2017 se supere el 2.0%, resultado que requeriría un crecimiento del 3.5% (anual) en el IV trimestre. Para el Banco de la República, la producción para este año cerrará con un crecimiento del 1.8%, cifra que implica un crecimiento del 2.7% para el IV trimestre. Así mismo, las cifras sobre crecimiento esperado fueron revisadas a la baja por buena parte de los analistas como la ANIF, por ejemplo, que bajó su proyección de 2.2% a 1.8%. Alianza Valores y BBVA Colombia, con menor optimismo, proyectan un crecimiento de 1.5% al cierre del 2017. Fuente: DANE/Banco de la República/Ministerio de Hacienda y Crédito Público.

2.9%

4.7%

6.1%

5.7% 6.5%

4.0%

3.9%

3.2%

2.6% 3.0% 3.3%

3.4%

2.5%

2.5%

1.2% 1.7%

1.3%

1.2%

2.0%

0%

1%

2%

3%

4%

5%

6%

7%

110,000

115,000

120,000

125,000

130,000

135,000

140,000

I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III

2013 2014 2015P 2016Pr 2017Pr

Cre

cim

ien

to A

nu

al (%

)

Miles de Millones (2005)

PIB Crecimiento Anual (%)

4

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Figura i-3 PIB Real por Rama de Actividad Económica Crecimiento Anual 2017-Q3 (%) y Composición (%de PIB Real)

Las actividades agropecuarias lideran el crecimiento sectorial. El cultivo de café, en particular, que da cuenta del 13% de la producción en esta rama, creció un 21,2% con respecto al año anterior. El deterioro de la construcción en el periodo, fue el resultado de una caída de 16 puntos en el componente de Construcción y Acondicionamiento de Edificaciones, —actividad de iniciativa privada, principalmente, frente a un crecimiento 8.8pp en las obras de Ingeniería Civil. Fuente: Cálculos Propios con base en DANE/Cuentas Nacionales.

Figura i-4 Ocupación y Desocupación 2012 – 2017

Para el mes de septiembre de 2017 la tasa de desempleo se sitúa en 9.61%, que es 0.71pp superior a la observada un año atrás; en septiembre de 2017 se observan cerca de 85mil desocupados adicionales a los 2.3MM del mes de agosto. La tasa de ocupación presentó una reducción de 0.5pp frente al mismo mes del año anterior y de 0.2pp respecto de agosto de este año. Al considerar la tendencia de mediano~largo plazo, es posible que la tasa de desempleo cierre 2017 con una ligera alza, en relación con 2016Q4. Fuente: Cálculos propios con base en DANE/GEIH. Fuente: DANE.

5

……………………………………………………………………….


Figura i-5 Ocupación y Seguridad Social: Número de Ocupados

Entre 2013 y 2017 se ha presentado un aumento constante del total de ocupados con afiliación a salud y pensiones, año tras año. La cobertura en salud es considerablemente mayor que en pensiones. Esta realidad se explica porque, dado que la Salud es un derecho fundamental, no hay razón para que los ocupados (y los ciudadanos general) no se encuentren afiliados ya sea en el régimen contributivo (en calidad de cotizante o de beneficiario) o en el régimen subsidiado. Fuente: Cálculos propios con base en DANE/GEIH.

Figura i-6— Ocupación y Seguridad Social: Tasas de Afiliación en Ocupados

Para el tercer trimestre de 2017 la proporción de ocupados afiliados a pensiones aumenta cerca de 0.5pp respecto del mismo periodo del año anterior en tanto que la proporción de ocupados afiliados a salud se reduce en 0.2pp. La relación entre ocupados afiliados a pensiones y ocupados afiliados a salud, cercana al 40%, apenas aumenta 0.6pp respecto del mismo periodo del año previo. Se destaca que, a lo largo de 2017 esta situación no varía. Fuente: Cálculos propios con base en DANE/GEIH.

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……………………………………………………………………….


Figura i-8— Ocupados Afiliados a los Regímenes Contributivo y Subsidiado de Salud

En el tercer trimestre de 2017, el número de ocupados al régimen Subsidiado de Salud aumentó en 165.000 individuos respecto de lo observado en mismo periodo del año anterior, cambio que representa un crecimiento anual del 2%. En el mismo período, el número de afiliados al Régimen Contributivo permaneció sin cambios, aun cuando se observó una reducción cercana al 4% de los afiliados en calidad de beneficiarios (Nota: No se ilustra el conjunto de individuos en regímenes especiales, de forma que el total de ocupados afiliados a salud en esta figura, es menor que el de la Figura i-5). Fuente: Cálculos propios con base en DANE/GEIH.

Figura i-7— Crecimiento Porcentual Anual de la Tasa de Afiliación a Salud y Pensión de Ocupados

El crecimiento anual de la afiliación en salud presenta una reducción de 0.13% con relación a 2016Q3, consolidando un comportamiento relativamente estable que se viene presentando desde finales de 2016; la baja dinámica en la afiliación de salud puede estar indicando que el sistema está arribando a un punto en el cual los nuevos ocupados deben afiliarse, lo que podrá impulsar la afiliación a pensiones. Sin embargo, la afiliación a pensiones, que venía presentando un comportamiento dinámico en años anteriores, parece haberse estancado en lo corrido de 2017, con crecimientos anuales en torno al 1.5%, ritmos considerablemente inferiores a los observados entre 2013 y 2016. Cálculos Propios con base en DANE/GEIH.

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……………………………………………………………………….


Figura i-9— Ocupados por Régimen de Afiliación en Salud: Evolución Trimestral 2013-I – 2017-III

Un indicador útil al análisis de la formalización laboral es el número de ocupados afiliados al Régimen Subsidiado dividido por el número de ocupados afiliados al Régimen Contributivo; es deseable que este número sea cada vez menor, lo cual implicaría un mayor número de trabajadores que contribuyen a Salud. La gráfica ilustra cómo, entre 2012-I y 2014-III, la tendencia de la proporción de Ocupados en el Subsidiado por Ocupados en el Contributivo se vino reduciendo a un ritmo que se hizo menor a partir de 2015-I. Esta dinámica, que podría interpretarse como retroceso en la formalización, también se observa en un indicador asociado que se construye dividiendo el número de Ocupados en el Subsidiado entre el número de Ocupados en el Contributivo que aportan, esto es el número de ocupados en el contributivo, menos aquellos ocupados que están en dicho régimen en calidad de beneficiarios (línea roja). Fuente: Cálculos propios con base en DANE/GEIH.

Figura i-10. Ocupados por Tamaño del Establecimiento en el que Laboran Miles

Para el mes de agosto del año en curso, según la gran Encuesta Integrada de Hogares (GEIH), el 62% de las personas ocupadas desarrolla sus actividades en establecimientos de hasta 5 trabajadores, es decir, los independientes y pequeños establecimientos representan la mayor parte del empleo en el país. Fuente: Cálculos propios con base en DANE/GEIH.

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ii. Análisis

Las Las Las Las ObligacionesObligacionesObligacionesObligaciones de los de los de los de los Trabajadores Trabajadores Trabajadores Trabajadores Independientes Independientes Independientes Independientes frente al frente al frente al frente al

Sistema de Sistema de Sistema de Sistema de la la la la Protección SocialProtección SocialProtección SocialProtección Social

Los Trabajadores Independientes representan el

47% (10.5 Millones de individuos) de los ocupados

totales en el país, que en el tercer trimestre de

2017, ascendían a 22.4MM de trabajadores

(DANE, GEIH). El estudio de Evasión [ver Boletín de

Parafiscales, 3(2)] indica que en 2016, del total de

trabajadores independientes, únicamente el 34%

estaban obligados a aportar al SPS, pero solo el

17% lo hizo. Si se tiene en cuenta que de acuerdo

con el mencionado estudio el número de

independientes obligados se estima en 3.5MM, el

número de omisos podría sumar 1.75MM de

individuos. Además el mismo estudio señala que

estos trabajadores evaden el 50.2% de sus

obligaciones: a los Independientes se atribuye una

evasión de $4.8 Billones, que equivale al 67.7% de

la evasión total del sistema ($7 Billones) en 2016.

De acuerdo con el Estudio sobre Causas de la

Evasión de la unidad, la evasión ante el

Sistema de la Protección Social en trabajadores

independientes está relacionada, entre otros, con la

carga que representan sus obligaciones como

proporción de sus ingresos siendo importante

anotar que esta carga es menor para los

trabajadores dependientes. En efecto, considérense

las obligaciones a cargo de un dependiente y de

un independiente, derivadas de un ingreso neto de

1 SMMLV, según se presenta en la tabla ii-1:

Tabla ii-1.— Comparación del Peso Relativo de las Obligaciones frente al SPS de trabajadores Dependientes e Independientes para el caso de un Ingreso Neto de 1SMMLV

Puesto que el trabajador independiente no

comparte el pago de sus obligaciones con otro

agente, —como el patrón o empleador en el caso

de los trabajadores dependientes—, la carga de

las contribuciones es percibida en forma plena por

el individuo para el que, —en el caso del

ejemplo—, el ingreso consumible luego de las

contribuciones al SPS es el 78% del ingreso

consumible del dependiente. Para el dependiente,

el ingreso disponible luego de contribuciones a la

seguridad social es el 92% del ingreso total

mientras para el independientes es del 71.5%.

Además, es de notar que las prestaciones sociales

determinan diferencias en la remuneración efectiva

entre Dependientes e Independientes puesto que,

por ejemplo, el contrato de trabajo de un

dependiente de 1 SMMLV implica un ingreso

laboral total 1.35 veces mayor que el valor nominal

del contrato, oportunidad que no se observa para el

trabajador independiente. En general, el ingreso

disponible de los independientes luego de aportes

al SPS es menor que el de los dependientes, según

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se observa en la Figura ii-1 que muestra cómo, a

partir de información DANE/GEIH, el ratio

Obligación Real (OR) a Ingreso Total (yT) siempre es

mayor en el caso de los independientes que en el

de los dependientes para todos los rangos de

ingreso: en promedio (ponderado), la relación

OR/yT es el 5.8% en el caso de los dependientes, y

del 16.8% en el caso de los independientes. La

carga relativa de la obligación, a diferencia de lo

que sucede con los dependientes, no afecta de

modo uniforme a todos los independientes, siendo

especialmente mayor para los de menores

ingresos. En concreto los independientes que

perciben hasta 2 SMMLV presentan una relación

OR/yTOR/yTOR/yTOR/yT de cerca del 20% mientras que, en el caso

de los independientes con más de 2 SMMLV esta

proporción es del 10.8%. Como es de esperarse, el

promedio general OR/yTOR/yTOR/yTOR/yT (16.8% para los

independientes), viene determinado por el tamaño

relativo de la población en cada rango de ingreso:

se destaca que los independientes con Ingresos

Netos entre 1 y 2 SMMLV representan el 66.3% de

los obligados durante el quinquenio 2012-2016

Figura ii-1.— Obligación Real como Fracción del Ingreso Total en Obligados Dependientes e Independientes, según rangos de ingreso.

Cálculos Propios con base en DANE/GEIH & UGPP/Estudio de Evasión. Datos Expandidos, Muestra de Abril de 2016

Restricciones y Restricciones y Restricciones y Restricciones y Oportunidades.Oportunidades.Oportunidades.Oportunidades.———— El problema

distributivo que se ha identificado corresponde a un

hecho normativo concreto que es la imposibilidad

de aportar por debajo de 1 SMMLV. Dado que el

Ingreso Base de Cotización (IBC) es, para el caso

de los independientes el 40% del Ingreso Neto,

todos los trabajadores que tengan ingresos netos

entre 1 y 2.5SMMLV deberán aportar el mismo

monto que, dado un IBC mínimo de $737.717 en,

equivaldría a $210.249. Es bastante plausible que

en dichos niveles de ingresos tienda a presentarse

mayor informalidad. Un ejemplo puede ayudar a

ilustrar esta proposición. Considere a un trabajador,

jefe de hogar que en el último mes recibe

$750.000. Suponga que este trabajador es la única

fuente de ingreso laboral del hogar y que junto a él

viven con su esposa, y sus dos hijos, menores de

edad. La familia está en SISBEN. Por uno de los

hijos reciben cada dos meses incentivos para

educación de $62.475 y por el otro, menor de seis

meses se recibe un incentivo para salud, cada dos

meses, por $79.500. La Tabla ii-2 simula el

análisis costo-beneficio del trabajador del ejemplo

en relación con cada una de las alternativas a

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enfrentar: permanecer en el régimen subsidiado y

seguir participando en programas sociales, o

tornarse en trabajador formal, declarar ingresos e

ingresar al régimen contributivo de salud.

Tabla ii-2.— Comparación del Peso Relativo de las Obligaciones frente al SPS de trabajadores Dependientes e Independientes para el caso de un Ingreso Neto de 1SMMLV

El ingreso después de aportes, si decide contribuir

representa el 65% del ingreso si decide ser

informal. Es fácil ver, a partir del ejercicio de

simulación propuesto, cual podría ser la elección

de este trabajador. ¿Existen opciones? La

eliminación de la restricción de IBC mínimo, que

parecería ser la opción más inmediata para

enfrentar la problemática identificada involucra un

problema fundamental porque en Colombia no

existe la posibilidad de jubilarse con pensiones

menores a 1 SMMLV que requerirían un ahorro

que, al menos desde este punto de vista, justifica el

IBC mínimo. Una eventual eliminación de la

restricción de IBC mínimo, tendría que considerar

una forma de acumulación de recursos que

permitan financiar la pensión mínima de que trata

la Ley colombiana; una posible opción consiste en

que, si al multiplicar el ingreso neto del cotizante

por el 40%, el monto obtenido es inferior a 1

SMMLV, se permita aportar sobre la base de

cotización resultante; no obstante las semanas

cotizadas para ese mes se harían proporcionales al

valor del aporte respecto de 1 SMMLV. A partir de

microsimulaciones sobre datos de la GEIH se

encontró que esta iniciativa mejoraría la proporción

del Ingreso Disponible en independientes con

ingresos de hasta de 2,5 SMMLV (figura ii-2) de

forma tal que la Obligación Real de quienes

perciben de 1 a 2 SMMLV se reduciría en cerca del

48% en tanto que su ingreso disponible aumentaría

cerca de 10pp pasando de 80.2% a 89.7% (figura

ii-3).

Figura ii-2.— Obligación Real como Fracción del Ingreso Total en Obligados Dependientes e Independientes, según rangos de ingreso: Escenario Alternativo

Cálculos Propios con base en DANE/GEIH & UGPP/Estudio de Evasión (Datos Expandidos, muestra de abril de 2016)

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Figura ii-3.— Ingreso disponible como fracción del Ingreso total en dependientes e independientes. Escenarios Base y Alternativo

Cálculos Propios con base en DANE/GEIH & UGPP/Estudio de Evasión (Datos Expandidos, muestra de abril de 2016)

Desde una perspectiva fiscal, suponiendo que no

hay evasión, el valor de las obligaciones de los

independientes se reduciría en cerca del 26.7%,

esto es, una reducción de alrededor de $2.2Bn al

año, de los cuales el 51.5% correspondería a la

reducción en Pensiones. Sin embargo, más allá de

las consecuencias fiscales (sin retroalimentación),

la propuesta busca propiciar la reducción de la

evasión y favorecer la vinculación.

Por ejemplo, una de las consecuencias esperadas

de la proposición es que al reducirse los incentivos

para la omisión, se observen incrementos en el

recaudo en salud. Considere las cifras de la tabla

ii-3 en la que se comparan los valores actuales de

OR en salud y el recaudo efectivo, con la obligación

real del escenario alternativo y los recaudos

actuales con recaudos potenciales en diferentes

escenarios de reducción en la tasas de evasión.

Tabla ii-3.— OR en Salud. Escenarios Base y Alternativo. Comparación de Recaudos Actuales y Potenciales dados diferentes escenarios de reducción en la tasa de evasión.

* Recaudo Efectivo Estimado, teniendo en cuenta que los independientes evaden el 50,2% de sus obligaciones.

En la actualidad la OR en Salud es de $3.9Bn por

año, pero dado que los independientes evaden,

según el estudio de evasión, el 50.2% de sus

obligaciones, el recaudo efectivo es de solo

$1.96Bn por año. Bajo la propuesta, 2.64 millones

de obligados pasarían a cotizar con un IBC menor

que 1SMMLV lo que implicaría una reducción de la

OR de Salud para este grupo de personas del orden

del 27%, pasando de $328.681MM al mes a

$239.944MM. Bajo la propuesta, —si las

condiciones de evasión se mantienen—, el

recaudo alcanzaría $119.492MM en un escenario

sin retroalimentación. Si la propuesta tiene el

impacto sobre reducción de la evasión y estímulo a

la vinculación y la tasa de evasión se redujera en

20pp, el recaudo equivaldría al actual. Con una

reducción de 30pp en la tasa de evasión, el

recaudo ($191.475MM al mes), sería 16% superior

al actual.

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iii. Documentos y Reseñas

El Impacto de la Reducción de Impuestos a la NóminaEl Impacto de la Reducción de Impuestos a la NóminaEl Impacto de la Reducción de Impuestos a la NóminaEl Impacto de la Reducción de Impuestos a la Nómina sobre la sobre la sobre la sobre la

InformalidadInformalidadInformalidadInformalidad en Colombiaen Colombiaen Colombiaen Colombia

[ Fernández, C. & L. Villar (2017): The Impact of Lowering the Payroll Tax on Informality in Colombia. Bogotá:

Fedesarrollo WP72]

La Reforma Tributaria de Diciembre de 2012

reduce los impuestos a la nómina sustituyendo sus

ingresos por un impuesto a los beneficios

empresariales con cuyo recaudo se busca

aminorar el eventual impacto fiscal. Dos años luego

de la implementación (en todo caso gradual) de

esta iniciativa, empezaron a observarse cambios en

la informalidad: la proporción de trabajadores que

no aportaban a salud o a pensión disminuyó 5pp

pasando del 56% en diciembre de 2012 al 51% en

diciembre de 2014, para el grupo de las 13

principales áreas metropolitanas. Se estima que la

referida reforma tributaria pudo explicar, al menos

parcialmente, los resultados referidos en la tasas

de informalidad.

En la última edición del Boletín de Parafiscales se

reseñó el aporte de Kugler, Kugler y Herrera (2017)

quienes desde el NBER1 evaluaron, a partir de datos

GEIH, PILA y de la Muestra Mensual Manufacturera,

si las prescripciones de la Ley 1607 de 2012 en

relación con los aportes a SENA, ICBF y Salud,

operaron en favor de una mayor formalización del

mercado laboral. En la presente edición del Boletín

reseñamos el trabajo de Fernández y Villar (2017)

quienes, a diferencia de Kugler, Kugler y Herrera,

—que se concentran en la estimación de cambios

en la probabilidad de transitar a un empleo formal,

dada la reforma—, miden el eventual impacto de la

reforma sobre la informalidad agregada, utilizando

para efectos de medición técnicas de matching y de

doble diferencia.

De acuerdo con esta investigación, la reducción

observada en la tasa de informalidad en el período

de interés está asociada principalmente a

1 National Bureau of Economic Research

incrementos en la ocupación formal en lugar de una

sustitución de trabajos informales por formales, y

señalan: «Entre 2012 y 2014 se crearon cerca de

871mil trabajos formales, de los cuales el 90%

eran asalariados; en la otra mano entraron a la

población ocupada 134mil nuevos trabajadores por

cuenta propia y desaparecieron 33 mil informales

asalariados desaparecieron»2.

Estos resultados podrían haber sido influenciados

por la reforma tributaria de 2012, si bien esta pudo

no haber sido necesariamente la única causa: para

críticos y observadores, los cambios post-reforma

en la informalidad pueden estar relacionados con

una serie de hechos conocidos: (i) cambios

generales en la tributación colombiana y la creación

de un impuesto sobre los beneficios empresariales,

(ii) un periodo post-reforma caracterizado por altas

(aunque subsecuentemente menores) tasas de

crecimiento económico, (iii) Incrementos en el

salario mínimo real —que pudieron haber

incentivado mayor formalidad en trabajadores por

cuenta propia, (iv) cambios en los niveles de

empleo público, y (v) la anticipación de la reforma,

por parte de los agentes (Fernández & Villar, 2017:

11)

El estudio plantea la implementación de un

estimador de diferencias en diferencias (DID) a fin

de aislar del impacto de la reforma el crecimiento y

otras condiciones macroeconómicas y regulatorias

citadas, y distinguiendo a los trabajadores

afectados por la reforma de los que no fueron

afectados por ella. Aunque muchas de las

diferencias entre los grupos de trabajadores bajo

2 Traducción del original en inglés nuestra.

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análisis pueden aislarse, los investigadores anotan

que en el caso del aumento del salario mínimo real

«el impacto es mucho más difícil de aislar dado que

este afecta principalmente a los trabajadores para

los cuales la reforma fue concebida» (Fernández &

Villar, 2017: 12).

El análisis se desarrolla con base en una medición

de la informalidad según la definición legalista: de

acuerdo con esta, pertenecen al conjunto de

trabajadores informales aquellos individuos que no

hacen contribuciones a salud o a pensión. No

obstante, para verificar la robustez de los

resultados, se hace contraste con mediciones de la

informalidad según la definición de firma, i.e.,

trabajadores en empresas de cinco o menos

trabajadores, trabajadores familiares sin

remuneración, trabajadores por cuenta propia con

excepción de profesionales y técnicos

independientes, y patrones o empleadores de

firmas con no más de cinco trabajadores.

Los cambios asociados a la reforma se calculan a

partir de un procedimiento de doble diferencia

(DID), método que clasifica la población ocupada en

dos grupos: de tratamiento, conformado por los

trabajadores afectados en forma directa por la

reducción de los impuestos a la nómina:

trabajadores que ganan hasta 10SMMLV

(excluyendo gobierno y ONGs), y de control,

constituido por los individuos que de acuerdo con la

norma no estarían afectados. Para cada grupo se

mide la tasa de informalidad y se estima el cambio

en ésta entre los periodos antes y después del

tratamiento. Estos resultados se comparan entre los

dos grupos: la diferencia de las diferencias entre los

grupos de tratamiento y de control es el estimador

del impacto de la reforma que, según reclaman los

investigadores, aísla factores que afectan

simultáneamente a los dos subconjuntos

poblacionales: «la ventaja de esta metodología en

comparación con un análisis de corte transversal es

que permite considerar diferencias no observables

invariantes en el tiempo entre los grupos de

tratamiento y de control» (id., p13).

En términos cualitativos, los resultados de la

estimación con el método DID señalan que: (i) las

mujeres tienden a ser más informales que los

hombres; (ii) los jóvenes (sujetos con menos de 25

años) tienden a ser más informales, situación que

se relaciona con la experiencia puesto que, según

los autores, estos individuos presentan preferencias

en favor de empleos formales; (iii) los trabajadores

con educación primaria o inferior son más

informales que aquellos con educación secundaria

no concluida. Al mismo tiempo, los trabajadores

con educación terciaria tienden a ser menos

informales que aquellos con menos educación. De

manera paralela, trabajadores con educación

secundaria concluida o algún otro grado educativo

superior tienen una menor probabilidad de ser

informales que aquellos que no se han graduado de

dichos niveles educativos; (iv) los trabajadores que

se localizan en centros urbanos grandes son menos

informales que aquellos que viven en ciudades

pequeñas: al mismo tiempo, aquellos que viven en

ciudades fronterizas tienden a ser más informales,

situación probablemente relacionada con el

contrabando de mercancías, y (v) los trabajadores

en las áreas metropolitanas presentan menor

informalidad que los que habitan en ciudades

pequeñas; además los trabajadores de las áreas

rurales presentan mayores tasas de evasión.

En términos cuantitativos para el caso de las 13

áreas metropolitanas, el impacto de la reducción en

los impuestos a la nómina fue de -4.7pp, y de

cerca del -6.3pp si se excluyen del grupo de control

a los trabajadores por cuenta propia; puesto que el

grupo de tratamiento era cerca del 45% de los

ocupados totales en 2012, el impacto de la

reforma, luego del primer año de implementación

implicaría una reducción de la tasa de evasión de

cerca de -2.1pp (-2.8pp si se excluyen los cuenta

propia del grupo de control). Los resultados para la

encuesta total son tales que el impacto para el

grupo de tratamiento es de -4.7pp incluyendo a los

trabajadores por cuenta propia, y -6.0pp si se

excluyen del grupo de control, cifras que implicarían

una reducción agregada de -1.6pp incluyendo a los

trabajadores por cuenta propia y de -2.0pp si estos

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trabajadores se excluyen. Cuando la tasa de

informalidad se mide considerando la definición de

informalidad a nivel de firma, los resultados son un

poco menores, pero consistentes con los obtenidos

teniendo en cuenta la definición legalista de

informalidad.

En forma paralela a la implementación de la

metodología DID, el estudio utiliza un estimador

alternativo que combina DID con técnicas de

apareo. Que se conoce como Matching Difference

in Differences (MDID). El propósito de la aplicación

de este estimador en el contexto del estudio es

verificar la sensibilidad de las estimaciones del

estimador DID frente a posibles problemas

relacionados con la no satisfacción de los

requerimientos de tendencias paralelas entre los

grupos de tratamiento y de control, e invariancia en

la composición interna de cada grupo. En el modelo

básico de doble diferencia, a cada individuo del

grupo de tratamiento, se le busca un sujeto en el

grupo de control. En el procedimiento MDID no se

toman valores individuales, sino promedios de los

valores individuales, ponderados por la probabilidad

de ser tratado.

De acuerdo con los resultados de la medición

obtenidos a partir de la aplicación del MDID, la tasa

de informalidad en el grupo de tratamiento cae

4.3pp gracias a un «shock que impacta al grupo de

tratamiento pero no al de control, que se interpreta

como el efecto de la reducción en los impuestos a

la nómina» (Fernández y Villar, 2017:19). Si se

supone, como antes, que el tamaño relativo del

grupo de control es el 45% de la ocupación para el

caso de las 13 áreas metropolitanas, la antedicha

reducción implicaría una disminución de -2.0pp en

la tasa global de informalidad. Si, por otra parte, se

eliminan del grupo de control a los trabajadores por

cuenta propia, el impacto resulta mayor: -3.1pp en

el caso de las 13 áreas metropolitanas y -2.2pp en

la encuesta como un todo ∎

Referencias

� Fernández, C. and L. Villar (2017): The Impact of Lowering the Payroll Tax on Informality in Colombia. Fedesarrollo Working Paper

N°72. Bogotá, D.C.: Fedesarrollo.

� Kugler A., M. Kugler and L. Herrera (2017): Do Payroll Tax Breaks Stimulate Formality? Evidence From Colombia’s Reform.

National Bureau of Economic Research Working Paper # 23303. Cambridge (MA): NBER.

� Mercer (2017): Melbourne-Mercer Global Pension Index 2017. Melbourne: Australian Centre for Financial Studies. Versión

descargable en: https://www.globalpensionindex.com/wp-content/uploads/2017_MMGPI_Report.pdf

� OCDE, Banco Mundial (2015) Panorama de las Pensiones, América Latina y el Caribe. Washington: IADB.

� Saavedra, J. and A. Chong (1999): Structural Reforms, Institutions and Earnings: evidence from the Formal an Informal Sectors in

Urban Peru. Journal of Development Studies 35: 95-116.

� Soto (2017): Pension Shock. Finance & Development, June 2017. Vol54 °2. Washington: IMF.

� UGPP (2014) Causas de la Evasión en el Sistema de la Protección Social en Colombia. Bogotá: UGPP.

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Boletín de - Unidad de Gestión Pensional y Parafiscales...total, para los cuales este índice es calculado. ... incluso superior en 3pp al observado en el mismo período del año