EFEK PASAR TENAGA KERJA

AKIBAT PAJAK PAYROLL DALAM MENGEMBANGKAN NEGARA

BUKTI DARI KOLOMBIA

Oleh:

Adriana Kugler University of Houston dan National Bureau of Economic Research

Maurice Kugler Wilfrid Laurier University dan Pusat Pengembangan Internasional

I. Pendahuluan Negara-negara berkembang di Amerika Latin dan lainnya, seperti negara-negara maju,

bergantung pajak gaji untuk membiayai penyediaan pensiun, tunjangan untuk kecacatan dan

bersalin, dan kompensasi untuk cedera kerja bagi karyawan. DI Amerika Latin kontribusi pajak gaji

ditetapkan sebesar 40 % rata-rata dekat dengan tingkat Eropa, namun jauh lebih tinggi di banding

Negara seperti Argentina, kolombia, dan Uruguay (Gill, Packard, dan Yermo 2005). Di Eropa,

negara-negara menetapkan pajak gaji (payroll taxes) tertinggi dengan kontribusi hingga mencapai

30%; di Inggris dan Amerika Utara pasar tenaga kerja kurang di atur di mana kontibusinya antara 15

% hingga 20 % (OECD 1995).

Di Amerika Latin, seperti halnya di Eropah, pajak gaji yang tinggi sering disalahkan atas biaya

tenaga kerja tinggi yang dihadapi oleh pemberi kerja (pengusaha) dan untuk mengecilkan pekerjaan.

Namun, secara teori analisis tentang dampak pajak gaji memiliki dua arti pada pasar tenaga kerja.

Ketika pekerja menghargai manfaat yang dibiayai melalui pajak gaji sebanyak sebagai kontribusi

biaya pengusaha, naiknya pajak gaji harus sepenuhnya bergeser dari perusahaan kepada karyawan

dalam bentuk upah yang lebih rendah tanpa efek pengangguran. Disisi lain, jika upah pajak kaku atau

gaji membiayai manfaat tidak sepenuhnya diakui oleh karyawan, pekerja tidak akan menyerap

seluruh biaya pajak gaji dan pekerjaan akan jatuh.

Bukti empiris dari dampak penggajian pajak untuk beberapa Negara-negara yang berbeda

yang juga dilibatkan dalam penelitian ini pada mulanya menunjukkan adanya pergeseran yang besar

akibat terjadinya pergeseran pajak gaji yang kecil dan dampak pengangguran besar. Penelitian yang

menggunakan data cross section dan time series yang dilakukan oleh Gruber dan Krueger dari tahun

1991 , 1994, 1997 Untuk Chile (jaminan social) dan Amerika Serikat (Asuransi cacat dan manfaat

bersalin) tampaknya paling mungkin untuk menemukan pergeseran penuh dari kontribusi

pengusaha dan tidak ada dampak-dampak penganguran. Penelitian tahun 1997, adanya

ketidakpastian tentang perpajakan pengajian di Negara-negara lain. Hal ini berhubungan dengan

masalah penggunaan manfaat – kebocoran pajak seperti dalam kasus tunjangan cacat dan asuransi

kesehatan bersalin dibandingkan pada kasusu tabungan untuk pensiun. Penelitian tahun 1991 dan

1994, menganggap peningkatan yang relatif kecil dalam pajak gaji di AS yang dapat dengan mudah

ditularkan sebagai upah yang lebih rendah. Sebaliknya, Gruber (1997) menganggap pengurangan

besar dalam pajak gaji setelah privatisasi sistem jaminan sosial di Chile yang disampaikan kepada

pekerja sebagai upah yang lebih tinggi. Namun, mengingat kekakuan pasar tenaga kerja dan

hubungan yang lemah antara manfaat dan kontribusi di sebagian besar Amerika Latin, studi untuk

Chile mungkin tidak umum dalam hal konsekuensi pasar tenaga kerja dari pajak gaji di Amerika Latin.

Namun akibat kekakuan pasar tenaga kerja dan hubungan yang lemah antara manfaat dan

kontribusi di sebagaian Amerika Latin, penelitian untuk chile mungkin tidak umum dalam hal

konsekuensi pasar tenaga kerja terhadap pajak gaji di Amerika Latin. Dimana untuk memperoleh

peningkatan upah dari upah rendah ke tinggi sangat sulit disbanding menurunkan upah dari tinggi ke

rendah. Di tambah system jaminan social pay-as-you-go di sebagian besar Amerika latin

mengakibatkan pekerja untuk pindah ke sector informal. Penelitian Maloney dan Bosch tahun 2007,

terjadi pergeseran yang besar pada sector formal ke informal ditandai dengan gerakan-gerakan

pekerjaan besar dan masuk ke pekerjaan sukarela sector informal sebagai akibat dari inefisiensi

dalam perlindungan sector formal.

Seperti halnya Gruber (1997), Andrian dan Maurice Krugler meneliti efek dari perubahan

pajak gaji pada pekerjaan formal dan upah di Amerika Latin. Namun, bertentangan dengan

penelitian Gruber, ia melihat efek dari peningkatan besar dalam pajak gaji di Amerika Latin selama

tahun 1980-an dan 1990-an dan, khususnya, pada peningkatan besar pajak gaji untuk pensiun dan

kesehatan 10,5% menyusul Kolombia reformasi jaminan sosial dari tahun 1993. Hal ini kontras sekali

seperti kasus Kolombia dan Chile karena efek dari pajak gaji mungkin asimetris. Jika upah fleksibel

atas tapi tidak ke bawah, mungkin ada pergeseran penuh dalam menanggapi penurunan besar

dalam pajak gaji tapi tidak di respon peningkatan besar. Penelitian terbaru menunjukkan bahwa

upah minimum mengikat di Kolombia dan negara-negara Amerika Latin lainnya (lihat Maloney dan

Nún~ez [2004] untuk bukti pada Amerika Latin, termasuk Kolombia, dan Bell [1997], San- Tamaria

[1998], dan Arango dan Pachon [2004] untuk bukti lebih lanjut di Colombia), menunjuk ke sumber

penting kekakuan upah penurunan ini benua.

Penelitian Adriana dan Maurice ini menggunakan data panel seimbang pada tanaman di

sektor formal dari Survei Tahunan Produsen di Kolombia selama periode 1982-1996. Kumpulan data

memiliki informasi tentang jumlah kontribusi serta upah dan employment. mereka membangun

tarif pajak untuk setiap tanaman dengan membagi total kontribusi oleh upah lebih dibanding dengan

imputing tarif pajak di penelitian lain. Sebagian besar variasi adalah temporal variasi dalam pajak

gaji. Kenaikan rata-rata tarif pajak yang dibangun dekat sesuai dengan perubahan undang-undang

pajak gaji dari waktu ke waktu. Apabila terjadi penyimpangan pada variasi itu dikarenakan ada

menyimpangan (misalnya, tingkat risiko kecelakaan di tanaman) atau kesalahan pengukuran. Jika

penyimpangan adalah karena terutama untuk tanaman mencoba menghindari membayar pajak baik

dengan mempekerjakan pekerja informal atau sementara, maka hal ini akan bertolak belakang

dengan kenaikan pajak hukum.

Estimasi menunjukkan tren tanaman menunjukkan bahwa kenaikan 10% pajak gaji

mengurangi upah antara 1,4% dan 2,3% dan dalam pekerjaan oleh antara 4% dan 5%. Ada juga

tampaknya kurang pergeseran dan lebih besar pengangguran ini untuk produksi daripada pekerja

nonproduction. Kurang pergeseran dan lebih pengangguran ini untuk pekerja produksi mungkin

disebabkan oleh kenyataan bahwa upah minimum lebih mungkin untuk mengikat untuk kelompok

pekerja. Lebih Sedikit pass-through untuk pekerja produksi juga bisa disebabkan oleh fakta bahwa

pekerja lebih cenderung beralih ke sektor informal jika gaji mereka diturunkan. Implikasi dari hasil ini

adalah bahwa pengurangan pajak gaji untuk rendah upah pekerja, sering diusulkan sebagai cara

untuk meningkatkan permintaan relatif rendah keterampilan pekerja, mungkin merupakan langkah

yang efektif untuk mengurangi pengangguran dan kegiatan informal di kalangan pekerja muda dan

tidak terampil di Amerika Latin, es- pecially jika pemotongan pajak ditargetkan untuk manfaat tidak

langsung.

Selain penelitian kami dan Gruber (1997) sebelum kita, penelitian lain telah melihat pada dampak biaya tenaga kerja (termasuk pajak gaji) di Amerika Latin. Ham- ermesh (2004) memberikan ringkasan dan interpretasi hasil di baru-baru ini Studi Amerika Latin. Studi-studi ini, bagaimanapun, membangun variabel tenaga kerja biaya yang kolam pajak gaji dengan baik upah atau biaya pemecatan, sehingga sulit untuk menafsirkan pengaruh pajak gaji saja. Sejumlah penelitian untuk Amerika Latin bukan menggunakan data mikro individu untuk membandingkan upah karyawan sektor formal dan informal (misalnya, McIsaac dan Rama 1997; Cox- Edwards dan Edwards 2002; Mondino dan Montoya 2004; Vargas 2004), yang berbeda dalam hal eksposur mereka terhadap pajak gaji, tetapi juga dalam hal mereka paparan peraturan lainnya. Berbeda dengan studi ini, analisis kami secara eksplisit mengukur tingkat pajak secara terpisah dari biaya tenaga kerja lainnya.

Artikel ini disusun sebagai berikut. Bagian II menggambarkan efek dari gaji pajak atas upah dan pekerjaan dalam situasi dengan dan tanpa kekakuan upah. Bagian III menjelaskan latar belakang kelembagaan Kolombia dan perubahan pajak gaji diamanatkan di Kolombia selama 1980-an dan 1990-an, termasuk perubahan pajak gaji setelah reformasi jaminan sosial Kolombia dari tahun 1993. Bagian IV menjelaskan data dan menyajikan hasil. Bagian V menyajikan kesimpulan.

II. Efek teoritis Pajak Payroll

Pada bagian ini kita membahas dampak pajak gaji upah dan pekerjaan di bawah lingkungan pasar tenaga kerja yang berbeda. Kita mulai dengan menunjukkan efek dari pajak gaji dalam pasar tenaga kerja yang kompetitif. Perusahaan perwakilan memilih pekerjaan, untuk memaksimalkan keuntungan, L saya s pp pF (L) w (1 t) L, saya s saya s saya s mengambil seperti yang diberikan p harga, upah w, dan tingkat kerja lainnya perusahaan, di mana adalah subjek fungsi produksi untuk penurunan kembali dan F (L) saya s t adalah pajak gaji perusahaan harus membayar dari gaji mereka. Ada M perusahaan yang identik dalam perekonomian, sehingga , Dan dari orde pertama L p ML saya s Kondisi, permintaan tenaga kerja agregat diberikan oleh pF (L) p w (1 t). (1) Upah dan pekerjaan tingkat-kliring pasar ditetapkan untuk menyamakan tenaga kerja permintaan dan penawaran. Penawaran tenaga kerja tergantung pada upah dan total tenaga kerja, N: L p [w (1 b t)] N, (2) di mana elastisitas penawaran tenaga kerja dan b adalah penilaian pekerja dari

Halaman 5

Kugler dan Kugler 339 manfaat (yaitu, menyiratkan hubungan yang sempurna antara manfaat dan kontribusi). b p 1 Untuk melihat efek dari pajak atas upah dan kerja, pertama-tama kita ganti (2) ke (1) dan mengambil derivatif sehubungan dengan tarif pajak, yang menghasilkan d ln w [(1 t) / h 1] p . d t (1 t) / h (1 t) di mana h adalah elastisitas permintaan tenaga kerja. 3 Pengaruh pajak gaji pada em- ployment kemudian diperoleh dengan mengambil turunan dari (1) sehubungan dengan tarif pajak dan menata ulang: d ln L d ln w w p (1 t) 1 . () {[]} d t d t L yang sama dengan nol ketika link pajak-manfaat sempurna, ; ketika tenaga kerja b p 1 pasokan inelastis sempurna, ; atau ketika elastisitas permintaan tenaga kerja p 0 elastis sempurna, . 4 Alasannya adalah bahwa dalam semua tiga kasus, pajak sepenuhnya h r bergeser ke pekerja upah rendah, sehingga tidak ada efek pengangguran. Namun, seperti yang kita bahas di bawah ini, hubungan yang lemah di Kolombia dan lainnya Latin Negara-negara Amerika mungkin menjadi salah satu alasan untuk mengharapkan kurang lengkap pergeseran dalam hal ini benua. Selain itu, pasokan tenaga kerja elastis mungkin juga berkontribusi kurang dari perkiraan pergeseran penuh dan dampak-dampak pengangguran dalam konteks Amerika Latin. Sementara kita tahu tidak ada perkiraan elastisitas penawaran tenaga kerja, seseorang dapat menduga pasokan tenaga kerja formal menjadi cukup elastis di Amerika Latin karena pekerja bisa beralih antara pekerjaan formal dan informal. Model kami konsisten dengan Bukti baru pada sektor informal yang ditandai dengan masuknya sukarela sebagai hasil dari inefisiensi dalam perlindungan sektor formal dan, lebih umum, seperti ditandai dengan besar pekerjaan-to-pekerjaan mengalir dari dan ke sektor formal (lihat, misalnya, Maloney 1999, 2004; Levy 2006; Maloney dan Bosch 2006; Maloney et al. 2007). Selain itu, kekakuan upah bawah dapat membatasi kemampuan perusahaan untuk lulus pajak gaji di dalam bentuk upah yang lebih rendah, bahkan di bawah tiga kasus disebutkan di atas. Jika kekakuan upah berasal dari kementerian-mandat pemerintah 3 Ungkapan ini juga dapat ditulis untuk menunjukkan bagaimana hubungan pajak manfaat, b, mempengaruhi pergeseran. Di tertentu, dapat ditulis sebagai 1 d ln w {[PF (L) [w (1 b t)] Nb] 1} p . 1 d t pF (L) [w (1 b t)] N (1 b t) (1 t) 4 Hasil ini juga memegang ketika mempertimbangkan setup upah efisiensi (lihat Kugler dan Kugler 2003). Ketika upah efisiensi dibayar, kondisi tidak ada kelalaian bergeser untuk melawan pergeseran tenaga kerja fungsi permintaan menghasilkan efek pengangguran.

Halaman 6

340 pembangunan ekonomi dan perubahan budaya upah Imum,, maka masalah perusahaan adalah seperti sebelumnya, tetapi upah yang diberikan W oleh maksimum antara dan upah pasar-kliring, , Diberikan oleh * W w . Dalam kasus di mana upah minimum adalah * * pF ([w (1 b t)] N) p w (1 t) mengikat sehingga , Tingkat kerja diberikan oleh * W 1 w ¯ pF (L) p w (1 t). Dalam hal ini, ada kelebihan pasokan tenaga kerja dan pengangguran yang tidak diinginkan atau peningkatan kegiatan informal. Selain itu, pajak gaji selalu mengurangi resmi kerja dalam hal ini, karena pajak gaji tidak dapat sepenuhnya bergeser ke pekerja sebagai upah yang lebih rendah. Analisis oleh Bell (1997), Santamaria (1998), Arango dan Pachon (2004), dan Maloney dan Nún~ez (2004) semua memberikan bukti yang menunjukkan bahwa upah minimum cenderung mengikat di Kolombia, sehingga sulit untuk lulus pajak gaji pada pekerja dalam bentuk upah yang lebih rendah. AKU AKU AKU. Latar Belakang kelembagaan Kolombia, seperti negara-negara Amerika Latin lainnya, dikenakan pajak pada pengusaha untuk membiayai program-program sosial selama pertengahan abad kedua puluh. Di tertentu, pajak gaji pensiun keuangan Kolombia untuk tua, cacat, dan selamat; manfaat kesehatan untuk sakit dan bersalin; manfaat kecelakaan kerja di bidang manufaktur dan perdagangan; tunjangan keluarga dan transfer dalam bentuk untuk rumah tangga berpendapatan rendah; dan pelatihan, membayar liburan, dan bonus wajib. 5 Pajak gaji meningkat seiring dengan meningkatnya manfaat antara 1% dan 2% di 1982, 1985, 1989, dan 1992 dan kemudian tajam setelah tahun 1994 karena pengenalan 1993 reformasi jaminan sosial. Tabel 1 menyajikan evolusi biaya tenaga kerja nonwage wajib mulai tahun 1980. Pada tahun 1982, sebuah hukum peningkatan kontribusi gaji untuk pelatihan peningkatan pajak gaji sebesar 1%. Pada tahun 1989, pajak gaji dalam bentuk barang transfer ke keluarga berpenghasilan rendah meningkat sebesar 1%. Kenaikan pertama dalam kontribusi diamanatkan untuk hari tua, cacat, dan pensiun selamat terjadi pada tahun 1985 dengan peningkatan sebesar 2% (dari 4,5% 6,5%). Kontribusi gaji untuk pensiun meningkat lagi pada tahun 1992 oleh 1,5%, dan kemudian reformasi jaminan sosial yang dihasilkan peningkatan besar dalam gaji pajak untuk pensiun 1994-1996 dari 5,5% untuk majikan pekerja produktif kurang dari empat kali upah minimum dan 6,5% untuk majikan pekerja penghasilan lebih dari empat kali upah minimum. Terjadi peningkatan awal 5 Selain itu, undang-undang ketenagakerjaan mensyaratkan majikan untuk membayar 1 bulan per tahun bekerja pesangon manfaat. Setelah reformasi pasar tenaga kerja dari tahun 1990, sistem standar pembayaran pesangon yang pembayaran yang dibutuhkan pada saat pemisahan berubah menjadi sistem tabungan individu account (lihat Kugler [1999, 2004, 2005] untuk penjelasan dan analisis reformasi pasar tenaga kerja 1990). Dengan demikian, sebelum reformasi pasar tenaga kerja dari tahun 1990, pembayaran pesangon yang biaya tetap, tetapi setelah reformasi, mereka pada dasarnya berubah menjadi biaya tenaga kerja berulang seperti pajak gaji.

Halaman 7

341 T A BLE 1 COM POS AKU M T AKU M O N O F P A Y RO L L T A X E S . 1980 - 9 6 ( % ) Payr oll T sebuah x 198 0 198 2 198 5 198 9 199 2 199 4 199 5 199 6 Pena saya s o n s 4,5 4 .5 6.5 6 .5 8,0 11. 5 12. 5 13. 5 - 14 . 5 Menyembuhkan t h 7.0 7 0,0 7.0 7 0,0 7.0 7 0,0 8,0 12. 0 W o r k saya s n juri . 3 5- 8 . 7 . 3 5 - 8 .7 . 3 5- 8 . 7 . 3 5 - 8 .7 . 3 5- 8 . 7 . 3 5 - 8 .7 . 3 5- 8 . 7 . 3 5 - 8 .7 In- k di d t r sebuah n s f e r s 2.0 2 0,0 2.0 3 0,0 3.0 3 0,0 3.0 3 0,0 Fam saya l y sebuah l l o w sebuah n c e s 4.0 4 0,0 4.0 4 0,0 4.0 4 0,0 4.0 4 0,0 T r ai ni n g 1.0 2 0,0 2.0 2 0,0 2.0 2 0,0 2.0 2 0,0 Dibayar v sebuah c sebuah t saya s pada tanggal s 4 .1 5 4 .1 5 4 .1 5 4 .1 5 4 .1 5 4 .1 5 4 .1 5 4 .1 5 M sebuah ndat o r y b pada tanggal penggunaan s 4 . 1 5 4 . 1 5 4 . 1 5 4 . 1 5 4 . 1 5 4 . 1 5 4 . 1 5 4 . 1 5 Sev e r anc e membayar 8.3 3 8.3 3 8.3 3 8.3 3 8.3 3 8.3 3 8.3 3 8.3 3 T o t sebuah l 3 5 .48- 4 3 . 7 8 3 6 .48- 4 4 . 8 3 3 8 .48- 4 6 . 8 3 3 9

.43- 4 7 . 8 3 4 0 .98- 4 8 . 3 3 4 4 .48- 5 2 . 8 3 4 6 .48- 5 4 . 8 3 5 1 .48- 6 0 . 8 3 Catatan. W o rk cedera ganti rugi t sumbu mengajukan permohonan hanya t o pekerja saya s n pabrik dan commer ce dan tergantung pada tanggal itu degr ee dari risiko dihadapi oleh itu fi rm. AKU M n 1996, pa y r ol l t sebuah x kontribusi untuk pensiun incr mereda fr om 12,5% untuk 13,5% untuk majikan o f pekerja produktif lebih sedikit dari empat kali itu m inimum upah dan untuk 14,5% untuk mempekerjakan ers o f wor ker s produktif mor e t han empat kali itu m inimum upah. Itu kontribusi untuk dibayar Liburan dan bonus r eported saya s n t dia tabel sebuah r e itu m inimum dibayar v acations sebuah d bo nu se s diamanatkan oleh hukum . tapi perusahaan ' payr oll kontribusi untuk dibayar Liburan dan bonus mungkin berbeda karena s ome perusahaan dari fer t ahli waris karyawan dibayar v acations dan bo nu s e s abo ve ini m inimum tingkat. Pemutusan membayar adalah dibayar atas pemisahan p rior t o t dia tenaga kerja pasar r e untuk m dari 1990, tapi setelah t dia r e untuk m, saya s t adalah berbalik ke payr oll t sebuah XES dep o duduk ed di sebuah di d saya s v saya s d u sebuah l s av saya s n g s ac co un t o n sebuah mont hl y b sebuah s saya s s .

Halaman 8

342 pembangunan ekonomi dan perubahan budaya pajak gaji untuk pensiun dari 3,5% pada tahun 1994, meningkat tambahan 1% pada tahun 1995, dan peningkatan tambahan antara 1% dan 2% untuk tinggi dan pekerja berupah rendah, masing-masing, pada tahun 1996. reformasi jaminan sosial juga di- kontribusi gaji berkerut antara 1994 dan 1996 sebesar 5% untuk manfaat kesehatan untuk pertama kalinya dalam beberapa dekade, dengan kenaikan 1% pada tahun 1995 dan tambahan Peningkatan 4% pada tahun 1996. Reformasi jaminan sosial, oleh karena itu, peningkatan gaji pajak untuk pensiun dan kesehatan antara 10,5% dan 11,5% dalam periode 2 tahun, dengan antara 5% dan 6% dari kenaikan yang terjadi antara tahun 1995 dan 1996. Ini memberikan perubahan sementara besar dalam pajak gaji, yang jauh lebih besar dari apa yang biasanya diamati di negara-negara berpenghasilan tinggi. Analisis kami di bawah ini bergantung sebagian besar pada perubahan undang-undang pajak gaji yang dijelaskan di sini. Seperti dijelaskan dalam bagian sebelumnya, pajak gaji tidak akan mempengaruhi em ployment jika pajak gaji yang benar-benar disampaikan kepada pekerja sebagai upah yang lebih rendah. Hal ini lebih mungkin terjadi jika valuasi pekerja layanan dibiayai oleh gaji pajak bertepatan dengan biaya mereka. Namun, di Kolombia, seperti di lain Negara-negara Amerika Latin, hubungan antara pajak gaji dan tunjangan tidak tepat karena banyak manfaat yang dibiayai melalui pajak gaji tidak langsung yang masih harus dibayar oleh karyawan. Sebagai contoh, sementara semua pengusaha membayar pajak untuk tunjangan keluarga keuangan, tunjangan ini diterima hanya oleh pekerja dengan keluarga berpenghasilan rendah. Juga, sementara semua pengusaha membayar pajak untuk program pelatihan, tidak semua perusahaan mengambil keuntungan dari program pelatihan yang disediakan pemerintah. Untuk alasan ini, pajak gaji cenderung diteruskan sebagai upah di Kolombia dan negara-negara Amerika Latin selain di negara-negara maju di mana kontribusi pemberi kerja mandat cenderung untuk membiayai manfaat langsung. Selain itu, reformasi jaminan sosial mengubah hubungan pajak manfaat bagi pensiun. Di satu sisi, reformasi jaminan sosial diperkenalkan minimum manfaat bagi pekerja yang sebelumnya ditemukan oleh sistem, melemahnya pajak-yang manfaat linkage. Di sisi lain, dengan memperkenalkan paralel didanai sepenuhnya sistem rekening individu di samping yang sudah ada pay-as-you-go (PAYG) sistem, reformasi yang mendukung peningkatan pajak-manfaat link- usia. Berbeda dengan sistem PAYG, yang mungkin tidak kembali ke penerima jumlah kontribusi ke dalam sistem, account individu menjamin langsung manfaat bagi kontributor ke sistem dan cenderung telah memperkuat linkage pajak-manfaat selama tahun 1990-an. Pada saat yang sama, liberalisasi

perdagangan peningkatan elastisitas permintaan tenaga kerja setelah pengurangan tarif dan kuota di 1991. Fajnzylber dan Maloney (2005) menemukan bukti bahwa pengenalan Reformasi perdagangan Kolombia pada tahun 1991 meningkat elastisitas permintaan tenaga kerja untuk un pekerja terampil. Seperti ditunjukkan pada bagian sebelumnya, peningkatan permintaan tenaga kerja elastisitas harus meningkatkan pergeseran selama tahun 1990 dibandingkan dengan tahun 1980-an.

Halaman 9

Kugler dan Kugler 343 Dalam analisis empiris, kita memang menemukan pergeseran yang lebih besar dan lebih kecil disem- Efek ployment pada 1990-an daripada di tahun 1980-an. Sebagaimana dibahas dalam bagian sebelumnya, selain dari lemahnya keterkaitan pajak-manfaat, perusahaan mungkin tidak dapat meneruskan pajak gaji yang lebih tinggi untuk pekerja di bentuk upah yang lebih rendah jika upah minimum mengikat. Bukti pada minimum upah di Kolombia selama periode penelitian kami menunjukkan bahwa minimum upah mengikat untuk pekerja tidak terampil dan mungkin memiliki efek spillover untuk terampil pekerja di Kolombia. Bell (1997) menemukan bahwa kenaikan 10% dalam hukum upah minimum selama 1981-1987 mengalami penurunan lapangan kerja tidak terampil dengan antara 2% dan 12%. Dengan menggunakan data dari panel rumah tangga berputar mulai tahun 1997, Maloney dan Nún~ez (2004) menemukan elastisitas rata-rata kerja dengan sehubungan dengan upah minimum 0,15 untuk periode berikutnya ini, yang setara untuk Bell batas atas. Selain itu, Maloney dan Nún~ez meneliti dampak upah minimum terhadap upah dan kerja pekerja di berbagai menunjukkan dalam distribusi. Mereka menemukan bahwa upah minimum di Kolombia peningkatan upah dan mengurangi lapangan kerja bagi mereka yang dekat dengan minimum upah tetapi juga bagi mereka yang lebih tinggi dalam distribusi karena numeraire efek. Demikian pula, Maloney dan Nún~ez menemukan bukti upah minimum mengikat di negara-negara Amerika Latin lainnya, di mana upah minimum tampaknya mempengaruhi tidak hanya mereka di ujung bawah dari distribusi pendapatan, tetapi juga lebih tinggi-produktif pekerja. Arango dan Pachon (2004) menggunakan berulang penampang dari Colom- survei rumah tangga bian dari 1984 dan 2001, dan mereka menemukan bahwa minimum upah tidak hanya mempengaruhi pendapatan mereka yang dekat dengan upah minimum, tetapi juga pendapatan mereka lebih tinggi dalam distribusi dan mengurangi probabilitas kerja serta jam kerja. 6 Implikasi penting dari hasil ini adalah bahwa upah minimum menghasilkan kekakuan riil tidak hanya untuk terampil tetapi juga bagi para pekerja yang lebih terampil. IV. Analisis Empiris A. Deskripsi Data Kami menganalisis dampak pajak gaji pada kerja dan biaya tenaga kerja di Kolombia dengan memanfaatkan variasi temporal besar disebabkan oleh hukum kenaikan kontribusi pemberi kerja selama tahun 1980-an dan sebagian besar selama tahun 1990-an. Sampel kami terdiri dari panel yang seimbang dari 235 tanaman di sektor formal dari Manufacturing Survey Kolombia untuk periode 1982-1996. 7 Itu 6 Santamaria (1998) sama menemukan bukti yang mengikat upah minimum di Kolombia. 7 Kolombia sampel Manufacturing Survey hanya tanaman dengan lebih dari 10 karyawan. Semua tanaman dalam sampel kami melaporkan pajak gaji yang positif, sehingga menyiratkan kepatuhan terhadap undang-undang ketenagakerjaan (Setidaknya untuk beberapa karyawan mereka) dan partisipasi di sektor formal. Kami fokus pada dampak dari pajak gaji pada margin internal dengan menggunakan panel seimbang karena masuk palsu dan keluar

Halaman 10

344 pembangunan ekonomi dan perubahan budaya TABEL 2 WAKTU-SERIES DATA PADA PASAR TENAGA KERJA (N p 235) Tahun Rata Rata Persentase pajak (1) Rata-rata Log Upah Riil (2) Rata Rata Log Jumlah Lapangan Kerja (3) PDB Pertumbuhan (%) (4) Per Kapita PDB Pertumbuhan (%) (5) 1982 0,4711 (0,2196) 4,9201 (0,4049) 3,7782 (1,0868) .9 1.3 1983 0,4816 (0,2291) 5,4654 (0,4149) 3,7787 (1,0762) 1.6 .6 1984 0,4877 (0,2204) 5,4843 (0,4016) 3,8173 (1,053) 3.4 1.3 1985 0,4845 (0,2113) 5,6176 (0,3817) 3,8084 (1,0204) .1 1.1 1986 0,5051 (0,2229) 5,7898 (0,3924) 3,8217 (0,988) .8 3.8 1987 0,5363 (0,2104) 5,9577 (0,378) 3,8486 (1,0168) 5.4 3.4 1988 0,546 (0,212) 6,0238 (0,4123) 3,8468 (1,0269) 4.1 2.1 1989 0,5728 (0,2429) 6,4237 (0,381) 3,8597 (1,0664) 3.4 1.5 1990 0,5787 (0,2418) 6,5145 (0,3837) 3,8517 (1,0924) 4.3 2.4 1991 0,5839 (0,2611) 7,0361 (0,3941) 3,8807 (1,1227) 2.0 .2 1992 0,4967 (0,212) 7,5365 (0,4676) 3,4766 (1,3396) 4.0 2.2 1993 0,5494 (0,1979) 8,1597 (0,3983) 4,0117 (1,1172) 5.4 3.6 1994 0,539 (0,1697) 7,8514 (0,4332) 3,4537 (1,2439) 5.8 4.0 1995 0,5923 (0,1946) 8,3265 (0,463) 3,4469 (1,2491) 5.8 3.9 1996 0,5979 (0,1847) 8,5849 (0,4645) 3,4089 (1,2368) 2.0 .2 Catatan. Tarif pajak adalah kontribusi pemberi kerja sebagai sebagian kecil dari upah. Upah riil adalah jumlah upah lebih jumlah pekerja kempes menggunakan indeks harga produsen. Standar deviasi dalam tanda kurung. Data pertumbuhan PDB dan PDB per kapita pertumbuhan disediakan oleh Departemen Statistik Nasional (DANE). tren dalam sampel kami bertepatan dengan gambaran umum di bidang manufaktur keseluruhan. Tabel 2 menunjukkan kenaikan terus menerus dalam upah riil dan penurunan kerja sejak tahun 1991. 8 Kolom 4 dan 5 tabel 2 juga menunjukkan tren pertumbuhan GDP dan GDP Pertumbuhan per kapita. Selain dari 2 tahun pertama, ketika pertumbuhan GDP rendah dan Pertumbuhan PDB per kapita sebenarnya negatif, menunjukkan ekonomi Kolombia akibat perubahan metodologi survei atas 1990 membuatnya lebih sulit untuk memperkirakan efek pada margin eksternal. Dalam hal ini, kita mungkin memberikan batas bawah pada dampak dari pajak gaji pada lapangan kerja formal. 8 Upah yang dikurangi dengan indeks harga produsen sektor tertentu.

Halaman 11

Kugler dan Kugler 345 Gambar 1. Distribusi perubahan tarif pajak antara tahun 1984 dan 1985 pertumbuhan yang kuat mulai 2,0-5,8. Sebuah kekhawatiran adalah bahwa data kami berakhir tepat sebelum awal resesi terkuat dalam hampir 60 tahun. Jika awal resesi ini mendorong kedua pendapatan dan pekerjaan bawah, maka perkiraan kami dapat condong menemukan pergeseran dan arah menemukan pengangguran. Namun, seperti yang kita tunjukkan di bawah ini, kita jauh dari menemukan penuh pergeseran karena perkiraan kami menunjukkan bahwa hanya antara 14% dan 23% dari Pajak diteruskan sebagai upah yang lebih rendah. Selain itu, untuk mengatasi masalah ini, di bawah kita memilih pasang tahun dengan perubahan tarif pajak yang terlihat mirip dalam hal pertumbuhan. Tabel 2 juga menunjukkan tren tarif pajak rata-rata selama periode sampel. Tingkat pajak rata-rata dihitung sebagai rasio total kontribusi kepada gaji. Tabel ini menunjukkan tren kenaikan selama tahun 1980-an, penurunan dalam awal 1990-an, dan kenaikan tajam tarif pajak yang dimulai pada tahun 1993 bertepatan dengan perubahan undang-undang pajak gaji yang dilaporkan dalam tabel 1. Keuntungan dari data kami adalah bahwa, sementara perubahan pajak gaji bertepatan dengan hukum perubahan, kita dapat mengandalkan informasi aktual dari biaya pajak gaji daripada harus menyalahkan biaya rata-rata untuk tanaman. Data menunjukkan bahwa sebagian besar variasi perubahan tarif pajak bersesuaian perubahan undang-undang pajak dari waktu ke waktu. Angka 1-4 perubahan pajak acara untuk pasang tahun selama tahun 1980. Gambar 1 menunjukkan distribusi perubahan tarif pajak antara tahun 1984 dan 1985. Angka ini menunjukkan

bahwa rata-rata dari distribusi perubahan pajak 1.95%, atau sedikit di bawah 2% wajib perubahan pajak. Selain itu, perubahan atas dan di bawah perubahan 1,95%

Halaman 12

346 pembangunan ekonomi dan perubahan budaya Gambar 3. Distribusi perubahan tarif pajak antara tahun 1983 dan 1984 Gambar 2. Distribusi perubahan tarif pajak antara tahun 1988 dan 1989 yang dekat untuk menjadi terdistribusi normal, dengan 75% dari tanaman yang memiliki pajak perubahan kurs antara 1,75% dan 2,15%. Demikian pula, angka 2 menunjukkan dis- tersebut tribution dari perubahan tarif pajak antara 1988 dan 1989, yang memiliki rata-rata dari 0,995%, atau hampir perubahan hukum 1% dilaporkan dalam tabel 1. Dalam Selain itu, perubahan tarif pajak erat didistribusikan sekitar 0,995%, dengan 80% dari tanaman yang memiliki perubahan tarif pajak antara 0,87% dan 1,12%. Oleh

Halaman 13

Kugler dan Kugler 347 Gambar 4. Distribusi perubahan tarif pajak antara tahun 1989 dan 1990 Gambar 5. Distribusi perubahan tarif pajak antara tahun 1993 dan 1994 Sebaliknya, angka 3 dan 4 menunjukkan perubahan tarif pajak antara tahun 1983 dan 1984 dan antara tahun 1989 dan 1990, ketika tidak ada perubahan perundang-undangan di pajak. Perubahan pajak untuk tahun ini memang berpusat di nol, dan ada perubahan yang sangat kecil di atas dan di bawah nol mulai dari 0,02% menjadi 0,02%. Angka 5 dan 6 menunjukkan distribusi perubahan tarif pajak antara tahun 1993

Halaman 14

348 pembangunan ekonomi dan perubahan budaya Gambar 6. Distribusi perubahan tarif pajak antara tahun 1995 dan 1996 dan 1994 dan antara 1995 dan 1996. Rata-rata dari perubahan tarif pajak antara tahun 1993 dan 1994 di angka 5 adalah 4%. Distribusi dekat dengan normal, dengan 95% dari perubahan pajak tanaman 'berkisar antara 3,98% dan 4,02%. Gambar 6 menunjukkan perubahan berarti dalam pajak 5,8%, dan perubahan hukum adalah antara 5,5% dan 6%. Distribusi ini juga memiliki dispersi atas dan di bawah perubahan pajak rata-rata, dengan sekitar 75% dari tanaman yang memiliki perubahan pajak mulai dari 5,2% menjadi 6,4%. Distribusi ini dari perubahan tarif pajak menunjukkan bahwa data erat menangkap perubahan hukum tarif pajak yang berlangsung di Kolombia selama tahun 1980-an dan 1990-an. Selain itu, distribusi menunjukkan bahwa variasi cross-sectional perubahan tarif pajak di seluruh tanaman umumnya kecil. Mungkin yang lebih penting, ketika perubahan tarif pajak diukur menyimpang dari perubahan undang-undang, ini perubahan pajak yang baik di atas dan di bawah perubahan undang-undang. Fakta bahwa ada perubahan atas perubahan hukum menunjukkan bahwa penyimpangan ini tidak hanya mencerminkan keputusan tanaman 'untuk menggunakan kontrak sementara atau untuk menyewa bawah tanah sebagai cara untuk mengurangi pembayaran pajak mereka. Demikian juga, penyimpangan pada gambar 6 tidak mungkin hanya mencerminkan gerakan tanaman 'terhadap mempekerjakan lebih pekerja rendah produktif setelah perubahan undang-undang pada tahun 1996 sebagai cara untuk menghindari pajak yang lebih tinggi bagi pekerja penghasilan lebih dari empat kali upah minimum, sejak beberapa perubahan sebenarnya lebih besar dari perubahan perundang-undangan. 9 9 Banyak perubahan yang sebenarnya berada di atas perubahan undang-undang, dan tanaman tidak akan umumnya membuat penyesuaian yang meningkatkan biaya gaji mereka. Namun, jika tanaman disesuaikan dengan kenaikan gaji

Halaman 15

Kugler dan Kugler 349 Salah satu alasan mengapa perubahan tarif pajak mungkin baik di atas dan di bawah Perubahan hukum adalah kenyataan bahwa kontribusi kecelakaan kerja pengusaha tergantung pada tingkat risiko, di mana pajak gaji berkisar dari 0,35% menjadi 8,7% (lihat Tabel 1) tergantung pada risiko cedera di pabrik. Dengan demikian, bertambah atau berkurang risiko cedera pada tanaman akan mempengaruhi kontribusi pajak gaji pada saat itu tanaman dari waktu ke waktu. Penyimpangan dari perubahan tarif pajak dari perubahan hukum karena perbedaan sifat kolam risiko akan menghasilkan sumber yang valid dari identifikasi untuk menguji dampak dari pajak atas upah dan pekerjaan. Namun, perubahan yang sebenarnya tarif pajak mungkin di atas atau di bawah hukum perubahan karena kesalahan pengukuran karena misreporting atau merekam kesalahan dalam tagihan pajak dan upah. Kesalahan pengukuran klasik dalam tagihan pajak akan Bias efek pajak gaji upah dan pekerjaan menuju nol, sedangkan kesalahan pengukuran dalam pembayaran gaji akan bias hasil terhadap temuan dari beralih ke gaji dan pengaruh pajak gaji pada pekerjaan menuju nol. Kami mengikuti (1997) strategi identifikasi Gruber dengan mengasumsikan bahwa ada dimensi variasi sepanjang yang tarif pajak yang benar bervariasi, tetapi palsu komponen tarif pajak yang diukur tidak. Pertama, kita mengasumsikan bahwa tanaman sistematis melebih-lebihkan atau mengecilkan tarif pajak sehingga tetap tanaman tertentu kesalahan pengukuran diserap oleh efek tanaman. Kami juga menganggap bahwa setiap palsu komponen waktu bervariasi tarif pajak berikut sektor tertentu linear atau tren tanaman tertentu. Pendekatan ini juga membantu untuk mengontrol variabel dihilangkan berkorelasi dengan tingkat pajak. Sebagai contoh, ini mengendalikan kemungkinan bahwa sistematis kerja-upah tinggi juga orang-orang dengan fraksi terendah penggajian tidak tertutup atau orang-orang dengan resiko tertinggi kecelakaan, jika fakta bahwa tanaman adalah upah yang tinggi sebagian besar tetap dari waktu ke waktu atau mengikuti sektor tertentu atau tren tanaman tertentu. B. Hasil Tabel 2 menunjukkan bahwa reformasi jaminan sosial tahun 1993 bertepatan dengan Ekspansi tepat sebelum resesi. Setelah Gruber (1997), maka kami membatasi analisis untuk tahun pada titik-titik yang sama dalam siklus. Untuk tahun 1980, kami menggunakan 1983-84 dan 1989-90 untuk pasang tahun ekspansif dan 1984-1985 dan 1988-1989 untuk pasang tahun resesi. Untuk tahun 1990-an, kami menggunakan 1993-1994 dan 1995-1996 sebagai pasangan tahun pada titik-titik yang sama dalam siklus bisnis sebelum dan setelah implementasi penuh dari reformasi jaminan sosial. pajak dengan mempekerjakan lebih banyak pekerja sementara sebagai cara untuk menghindari biaya ini, maka bias akan melawan menemukan pergeseran. Demikian pula, jika tanaman disesuaikan dengan peningkatan diferensial pajak untuk tinggi penghasilan pekerja dengan mempekerjakan lebih banyak pekerja rendah produktif, ini akan menghasilkan bias terhadap temuan melewati. Dengan demikian, tidak jelas apa tanda akan di bias atau jika harus ada bias untuk hasil kerja sebagai akibat dari penyesuaian tersebut.

Halaman 16

350 pembangunan ekonomi dan perubahan budaya Data pasca-1992, yang kami tidak bisa memisahkan produksi dan non pekerja produksi, digunakan untuk memperkirakan W IJT Dlog pa b Dt v u (3) 1 1 IJT t IJT () E IJT dan Dlog ( E ) pab Dt v e , (4) IJT 2 2 IJT t IJT dimana rasio total pajak gaji, , Atas jumlah upah, , Memberikan pajak T W IJT IJT Tingkat untuk pabrik i di sektor j pada waktu t , yaitu, , Dan total tp T / W E IJT IJT IJT IJT lapangan kerja. Regresi ini termasuk efek tahun, dan differencing eliminasi v t efek tanaman inates. Karena regresi diperkirakan pada perbedaan pertama, informasi identitas sebenarnya berasal dari perubahan tarif pajak di tahun ditunjukkan pada Gambar

1-6. Selain itu, asumsi mengidentifikasi adalah bahwa variabel dihilangkan diserap oleh kontrol tahun, sektor, dan tanaman. Kita juga menambahkan efek sektor,, dengan spesifikasi dalam perbedaan untuk mengontrol g j tren sektor tertentu: W IJT Dlog pa b Dt v g u (5) 3 3 IJT t j IJT () E IJT dan Dlog ( E ) pab Dt v g e. (6) IJT 4 4 IJT t j IJT Akhirnya, kami memperkirakan model yang mengontrol tren tanaman-spesifik dengan menambahkan efek tanaman,, dengan spesifikasi perbedaan: J saya s W IJT Dlog pa b Dt v J u (7) 5 5 IJT t saya s IJT () E IJT dan Dlog ( E ) pab Dt v J u . (8) IJT 6 6 IJT t saya s IJT Selain dikumpulkan analisis bahwa kelompok semua jenis pekerja, pra-1992 Data yang digunakan untuk memperkirakan model untuk produksi dan nonproduction pekerja model secara terpisah, yaitu, sepenuhnya jenuh (3) dan (4). Kami memperkirakan ini Perbedaan regresi dengan dan tanpa efek sektor. Spesifikasi dengan Efek sektor memungkinkan variasi yang benar pajak untuk sepanjang pabrik-tahun dan jenis dimensi tanaman-tahun-pekerja mengendalikan tren sektor tertentu untuk setiap jenis pekerja, yaitu, sepenuhnya jenuh versi model (5) dan (6). Sekali lagi, kita menambahkan efek tanaman seperti pada model dikumpulkan, jadi kami memperkirakan sepenuhnya jenuh versi (7) dan (8) untuk produksi dan nonproduction pekerja.

Halaman 17

Kugler dan Kugler 351 TABEL 3 PERKIRAAN PENGARUH PAJAK PENGGAJIAN PADA UPAH DAN KERJA, SEMUA PEKERJA Sektor Tren Tanaman Tren 1990, Tahun Ekspansi 1980, Tahun Ekspansi 1980, Tahun Resesi Upah (1) Lapangan Kerja (2) Upah (3) Lapangan Kerja (4) Upah (5) Lapangan Kerja (6) Tak Ada Tak Ada 0,1422 (0,0112) 0,2725 (0,0837) 0,1685 (0,0602) 0,1925 (0,0389) 0,1717 (0,0691) 0,1638 (0,0847) Iya Nih Tak Ada 0,1869 (0,0128) 0,3047 (0,0933) 0,1746 (0,0318) 0,2093 (0,0343) 0,1752 (0,0863) 0,2086 (0,0704) Tak Ada Iya Nih 0,2346 (0,0883) 0,3841 (0,1572) 0,2274 (0,0435) 0,5031 (0,0928) 0,1369 (0,0625) 0,4983 (0,0471) Catatan. Laporan tabel hasil dari regresi spesifikasi pertama perbedaan tanpa sektor dan tahun efek, dengan efek sektor dan dengan efek perusahaan menggunakan data untuk 1993-1994 dan 1995-1996 di cols. 1 dan 2, menggunakan data untuk 1983-1984 dan 1989-1990 untuk tahun ekspansi cols. 3 dan 4, dan menggunakan data untuk 1984-1985 dan 1988-1989 untuk tahun resesi di cols. 5 dan 6. spesifikasi menggunakan data panel untuk 1980 termasuk boneka produksi. Kesalahan standar dalam tanda kurung. Sedangkan data untuk tahun 1990-an tidak memisahkan produksi dan non pekerja produksi, perubahan sementara besar dalam pajak gaji terjadi selama ini jangka waktu setelah reformasi jaminan sosial. Kolom 1 dan 2 pada tabel 3 perkiraan laporan dampak pajak gaji pada upah dan kerja produksi dan pekerja nonproduction selama tahun 1990-an. Secara khusus, pertama dua baris melaporkan hasil perbedaan dengan dan tanpa efek sektor diperkirakan menggunakan persamaan (3) - (6). Hasil tanpa mengontrol sektor tertentu Efek menunjukkan bahwa peningkatan pajak gaji besarnya yang sama dengan yang kenaikan yang diikuti 1993 reformasi jaminan sosial (yaitu, 10% Kenaikan) mengurangi upah oleh 1,42% dan pekerjaan dengan 2,73%. Mengontrol untuk tren sektor tertentu menunjukkan efek yang lebih besar pada kedua upah dan kerja, menunjukkan kesalahan pengukuran pada tarif pajak daripada upah. 10 Di khususnya, hasil dengan tren sektor tertentu menunjukkan bahwa kenaikan 10% tarif pajak gaji mengurangi upah sebesar 1.87% dan pekerjaan sebesar 3,05%. Hasil mengendalikan tren tanaman tertentu dalam acara baris ketiga bahkan pergeseran yang lebih besar dan dampak-dampak pengangguran. Secara khusus, peningkatan 10% dalam tarif pajak gaji mengurangi upah 2,35% dan 3,84% dengan kerja. Upah dan pekerjaan Efek ini juga sejalan dengan yang ditemukan oleh Heckman dan Halaman (2004) dengan menggunakan data panel untuk negara-negara Amerika Latin. Mereka menemukan bahwa peningkatan 10% dalam iuran jaminan sosial mengurangi upah dan pekerjaan di Amerika Latin sebesar 3,6% dan 4,5%, masing-masing. Sisa kolom

dalam tabel 3 menunjukkan hasil untuk tahun pra-1992, pooling bersama produksi dan nonproduction pekerja. Secara khusus, 10 Kami menemukan bahwa efek sektor secara signifikan berbeda satu sama lain. The F -statistics dariuji null kesetaraan lintas sektor dalam upah dan kerja regresi menggunakan data pada 1990 adalah 0,027 dan 0,011, masing-masing.

Halaman 18

352 pembangunan ekonomi dan perubahan budaya tabel laporan hasil dengan dan tanpa kontrol untuk tren sektor tertentu es- timated menggunakan persamaan (3) - (4) dan (5) - (6) serta hasil dengan kontrol untuk tren tanaman-spesifik, yaitu, persamaan (7) - (8). Hasil dari-beda tersebut ference spesifikasi, yang mengontrol untuk tren sektor tertentu, menunjukkan parsial pergeseran pajak gaji upah dan efek negatif pada lapangan kerja. 11 Di tahun tertentu, hasil bagi perluasan dan resesi pra-1992 menunjukkan bahwa kenaikan 10% pajak gaji selama tahun ekspansif tahun 1980 menurun upah sebesar 1,75% dan pekerjaan sebesar 2,1%. Akan Tetapi, ketika kita mengontrol efek tanaman tertentu, pergeseran menjadi lebih kecil dan disem- Efek ployment lebih besar selama resesi tahun. Hasil untuk ekspansif pra-1992 tahun, yang mengontrol tren tanaman tertentu, menunjukkan bahwa 10% Kenaikan tarif pajak gaji mengurangi upah rata-rata sebesar 2,27% dan pekerjaan dengan hampir 5%. Tahun Sebaliknya, hasil untuk resesi pra-1992 menunjukkan bahwa kenaikan 10% pajak gaji mengurangi lapangan kerja sebesar 5%, tetapi menurunkan upah dengan hanya 1,37%, menunjukkan kurang pergeseran selama resesi. Hasil untuk tahun 1980 dapat dibandingkan dengan hasil untuk 1990 untuk memeriksa apakah perubahan hubungan pajak-manfaat yang dihasilkan oleh sosial reformasi jaminan terkena dampak pajak gaji pada pergeseran dan pekerjaan. Seperti dibahas di atas, reformasi jaminan sosial melemahkan hubungan pajak-manfaat sebagai hasil dari pengenalan pensiun minimum. Pada saat yang sama, Gerakan dari sistem PAYG ke sistem fully funded mungkin mengokohkan ened hubungan pajak manfaat. Hasil dengan efek tanaman menunjukkan bahwa pergeseran meningkat setelah pengenalan reformasi, menunjukkan bahwa gerakan ke sistem fully funded mungkin lebih penting daripada pendahuluan pensiun minimum. Selain itu, pergeseran yang lebih besar juga bisa dijelaskan dengan peningkatan elastisitas permintaan tenaga kerja selama periode ini. Sebagaimana ditunjukkan di atas, Fajnzylber dan Maloney (2005) memang menemukan bukti bahwa permintaan tenaga kerja elas- ticities meningkat untuk pekerja kerah biru di Kolombia setelah perdagangan telah dibebaskan pada tahun 1991. Sesuai dengan lebih pergeseran, hasil dengan efek tanaman juga menyarankan kurang pengangguran ini setelah pengenalan perdagangan dan sosial reformasi keamanan pada 1990-an. Tabel 4 melaporkan hasil untuk tahun pra-1992, yang memungkinkan untuk produksi dan nonproduction pekerja yang terpisah. Secara khusus, laporan tabel Hasil spesifikasi diestimasi dengan menggunakan persamaan (3) dan (4) dan membuat spesifikasi kation mengendalikan tren-spesifik tanaman sektor tertentu dan diperkirakan menggunakan persamaan (5) - (8). Konsisten dengan upah minimum mengikat lebih untuk pro 11 Tes kesetaraan efek sektor untuk upah dan kerja regresi menggunakan resesi Data tahun menghasilkan F -statistics dari 0.048 dan 0.026. Dalam ekspansi tahun, sesuai F -statisticsadalah 0.019 dan 0.039.

Halaman 19

353 T A BLE 4 EST AKU M M A T E S DARI FPD E CTS DARI P A Y RO L L T A X E S O N W A G E S DAN EMP LOY M THT DURI NG TH E 1980-an, PRO D UCT IO N A N D NON P ROD UC TI O N WO R K E R S Ekspansi s saya s o n Y e sebuah r s R e c e ssi pada tanggal Y e ars Pr odu ct io n W o r ker s Non pr

odu c t saya s o n W o r ker s Pr odu ct io n W o r ker s Non pr odu c t saya s o n W o r ker s S e cto r T r e nds Rencana t T r e nds W sebuah ges (1) Pemecatan y m e n t (2) W sebuah ges (3) Pemecatan y m e n t (4) W sebuah ges (5) Pemecatan y m e n t (6) W sebuah ges (7) Pemecatan y m e n t (8) Tak Ada Tak Ada . 0802 ( . 0485) . 2782 ( . 0228) . 2252 ( . 0532) . 2119 ( . 0706) . 0798 ( . 0394) . 2094 ( . 0872) . 1006 ( . 0644) . 1944 ( . 0734) Kamu s N o . 0683 ( . 0462) . 4013 ( . 0608) . 2683 ( . 0339) . 2008 ( . 0742) . 1094 ( . 0526) . 3246 ( . 0764) . 1897 ( . 0964) . 1974 ( . 0471) Tak Ada Y e s . 1394 ( . 0647) . 5492 ( . 0811) . 2893 ( . 0697) . 4897 ( . 0632) . 1459 ( . 1046) . 5 143 ( . 1247) . 2753 ( . 0942) . 4381 ( . 1127) Catatan. Itu tabel r eports r e Hasil pengujian fr om r EGR essions dari pertama-dif fer ence Spesifikasi tanpa sektor dan perusahaan e f f proyek-, dengan sektor ef garuhi dan dengan perusahaan e f f dll s menggunakan da ta fo r 1 9 83- 8 4 sebuah n d 1 9 89- 9 0 f o r t h e e x p sebuah n sio n y telinga s, sebuah n d u dosa g d sebuah t sebuah f o r 1 984- 8 5 sebuah n d 1 988- 8 9 f o r t h e r e ce ssio n y telinga s . S t sebuah nda r d e r r o r s sebuah r e saya s n p ar e n es es.

Halaman 20

354 pembangunan ekonomi dan perubahan budaya produksi dari pekerja nonproduction, hasil ini menunjukkan kurang beralih ke upah untuk produksi daripada pekerja nonproduction. Selain itu, konsisten dengan kurang pergeseran untuk pekerja produksi, hasil menunjukkan negatif yang lebih besar Efek dari pajak gaji pada pekerjaan produksi daripada nonproduction pekerja. Kolom 1-4 hasil laporan menggunakan data untuk ekspansif pra-1992 tahun. Hasil dari spesifikasi yang mengontrol tren sektor tertentu menyarankan bahwa peningkatan 10% pajak gaji mengurangi upah produksi kurang dari 1% namun mengurangi upah nonproduction oleh 2,68%, dan ini secara signifikan berbeda satu sama lain pada tingkat 1%. 12 Konsisten dengan kurang pergeseran untuk pekerja produksi, hasil ini juga menunjukkan bahwa kenaikan 10% pada gaji pajak mengurangi lapangan kerja bagi pekerja produksi mendekati 4% dan untuk pekerja nonproduction oleh hampir 2%, di mana perbedaan antara pro produksi dan pekerja nonproduction signifikan pada level 2%. Hasil mengendalikan tren tanaman khusus daripada tren sektor tertentu menunjukkan pergeseran yang lebih besar dan dampak-dampak pengangguran yang lebih besar untuk kedua kelompok tetapi terus menunjukkan pergeseran yang lebih besar bagi pekerja nonproduction. Hasil ini menunjukkan bahwa kenaikan 10% pajak gaji mengurangi upah produksi 1,39% dan nonproduction upah 2,89% (dengan p -nilai perbedaan dalamEfek upah antara produksi dan nonproduction adalah 0.058), sementara mengurangi kerja pekerja produksi sebesar 5,49% dan pekerjaan nonproduc- pekerja tion sebesar 4,9%, meskipun efek kerja untuk produksi dan pekerja nonproduction tidak signifikan berbeda satu sama lain. Kolom 5-8 dalam tabel 4 Laporan hasil yang sama untuk resesi pra-1992 tahun. Perkiraan ini secara umum menunjukkan kurang pergeseran dan pengangguran yang lebih besar efek untuk produksi daripada pekerja nonproduction sebagai akibat dari lebih tinggi pajak gaji. Namun, hasil juga menunjukkan lebih banyak bergeser untuk pekerja produksi dan kurang pergeseran untuk pekerja nonproduction selama tahun-tahun resesi daripada selama tahun ekspansif. Pekerja Nonproduksi, yang kurang mungkin PHK selama resesi, mungkin kurang bersedia untuk mengambil pemotongan upah. Sebaliknya, pekerja produksi akan lebih bersedia untuk mengambil pemotongan upah mengingat ancaman yang lebih tinggi PHK bagi mereka. Spesifikasi mengendalikan tren sektor tertentu menunjukkan bahwa kenaikan 10% pajak gaji mengurangi upah dan kerja pekerja produksi sebesar 1,1% dan 3,25% dan mengurangi upah dan kerja pekerja nonproduction 1,9% dan 1,97%. 13 12 Pengujian kesetaraan efek sektor produksi dan regresi upah nonproduction memiliki F -statistics dari 0.014 dan 0.041, masing-masing. Untuk regresi kerja, F -statisticsadalah 0.034 dan 0.022. 13 Untuk regresi upah, tes kesetaraan efek sektor produksi dan

nonproduction pekerja menghasilkan F -statistics dari 0,000 dan 0,002, masing-masing. Untuk regresi kerja,sesuai F -statistics adalah 0,008 dan 0,032.

Halaman 21

Kugler dan Kugler 355 Adapun tahun ekspansif, mengendalikan tanaman-spesifik tren meningkat pergeseran dan dampak-dampak pengangguran untuk kedua kelompok, meskipun pergeseran terus lebih besar bagi pekerja nonproduction. Secara khusus, hasil menunjukkan bahwa peningkatan 10% pajak gaji mengurangi upah produksi sebesar 1,46% dan upah nonproduction oleh 2,75%, sementara mengurangi tenaga kerja produksi 5,14% dan pekerjaan nonproduction oleh 4,38%. Namun, koefisien pergeseran antara produksi dan nonproduction kerja ers selama resesi tidak signifikan berbeda satu sama lain, mungkin karena pekerja nonproduction cenderung untuk menyesuaikan upah dur- bawah ing resesi sedangkan pekerja produksi lebih mungkin untuk menerima lebih besar pemotongan upah selama resesi untuk menghindari kehilangan pekerjaan mereka. Di sisi lain, hasil produksi dan nonproduction pekerja selama ekspansif tahun menunjukkan bahwa kebijakan yang bertujuan meningkatkan permintaan relatif produksi pekerja dengan mengurangi pajak gaji untuk kelompok pekerja ini cenderung efektif dalam hal peningkatan lapangan kerja formal bagi pekerja yang kurang terampil. V. Kesimpulan Pajak gaji dan peraturan lainnya sering disalahkan untuk mengurangi em resmi ployment di negara berkembang. Secara teori, bagaimanapun, con kerja urutan pajak gaji tergantung pada sejauh mana mereka bisa dilalui pada pekerja dalam bentuk upah yang lebih rendah. Pada artikel ini, kita mengeksploitasi sangat peningkatan besar dalam pajak gaji setelah reformasi jaminan sosial di Kolombia pada tahun 1993 untuk mempelajari dampak dari pajak ini terhadap lapangan kerja dan upah. Di hal identifikasi di estimasi kami, keuntungan dari reformasi ini adalah bahwa peningkatan pajak gaji jauh lebih besar dari yang biasanya diamati pada negara-negara maju dan bahkan di negara-negara berkembang lainnya. Selain itu, dalam kontras dengan reformasi lain di wilayah ini, karena reformasi Kolombia meningkat (Bukan menurun) pajak gaji, kita dapat mempelajari apakah pajak gaji yang diteruskan kepada pekerja sebagai upah yang lebih rendah. Perkiraan kami menunjukkan bahwa hanya sekitar seperlima dari peningkatan pajak adalah bergeser ke pekerja upah rendah. Ini kira-kira sejalan dengan Heckman dan HALAMAN '(2004) hasil, yang menunjukkan sepertiga pergeseran pajak gaji menggunakan data cross-sectional untuk Amerika Latin. Melengkapi pergeseran parsial Hasilnya, temuan kami menunjukkan bahwa kenaikan 10% pajak gaji mengurangi resmi kerja oleh antara 4% dan 5%. Selain itu, tampaknya ada sedikit pergeseran dan efek negatif yang lebih besar dari pajak gaji pada lapangan kerja formal untuk produksi daripada pekerja nonproduction, terutama selama ekspansif tahun. Hasil ini menunjukkan bahwa subsidi pajak untuk pekerja kurang terampil mungkin sangat efektif, terutama jika digunakan untuk manfaat tidak langsung dan selama mantan tahun pansionary.

Halaman 22

356 pembangunan ekonomi dan perubahan budaya Sebuah jalan alami untuk penelitian masa depan dalam konteks negara-negara kurang berkembang akan mempelajari konsekuensi pasokan tenaga kerja pajak gaji. Secara khusus, itu akan menarik untuk mempelajari apakah pekerja yang terlantar dari em resmi ployment menyusul kenaikan pajak gaji pindah ke pengangguran atau pekerjaan sektor informal. Referensi Arango, Carlos, dan Angelica Pachon. 2004. "Upah Minimum di Kolombia: Memegang ing Tengah dengan Bite a. "Borradores de Economia no. 001.601, Banco de la República, Bogotá. Bell, Linda. 1997. "Dampak Upah Minimum di Kolombia." Journal of Labor Ekonomi 15, no.

3, suppl .: S102-S135.Blau, Francine, dan Lawrence Kahn. "Lembaga Ekonomi dan 1999. Pasar Tenaga Kerja Kinerja. "Dalam Handbook of Ekonomi Tenaga Kerja , vol. 3, ed. Orley Ashenfelter dan David Card, 1399-1461. New York: Elsevier. Cox-Edwards, Alejandra, dan Sebastian Edwards. 2002. "Reformasi Jaminan Sosial dan Pasar tenaga kerja:. Kasus "Chile Pembangunan Ekonomi dan Perubahan Budaya 50, tak ada. 3: 465-89. Fajnzylber, Pablo, dan William Maloney. 2005. "Permintaan Tenaga Kerja dan Reformasi Perdagangan di Amerika Latin. " Journal of International Economics 66, no. 2: 423-46.Gill, Indermit, Truman Packard, dan Juan Yermo. 2005. Menjaga Janji Sosial Keamanan di Amerika Latin . Washington, DC: Bank Dunia. Gordon, Robert. 1972. "Kontrol Upah-Harga dan Pergeseran Phillips Curve." Brookings Papers on Kegiatan Ekonomi , no. 2: 385-421.Gruber, Jonathan. 1994. "Insiden Manfaat Melahirkan Mandated." Amerika Ulasan ekonomi 84, no. 3: 622-41. ---. 1997. "Insiden Payroll Pajak:. Bukti dari Chile" Journal Tenaga Kerja Ekonomi 15, no. 3, suppl .: S72-S101.Gruber, Jonathan, dan Alan Krueger. 1991. "Insiden Mandated-pekerja Diberikan Asuransi: Pelajaran dari Kompensasi Pekerja Asuransi "Dalam. Kebijakan Pajak dan Ekonomi , ed. David Bradford, 111-44. Cambridge, MA: MIT Press. Hamermesh, Daniel. 1979. "Perkiraan baru dari Insiden Pajak Payroll." Southern Ekonomi Journal 45: 1208-1219. ---. 1993. Permintaan Tenaga Kerja . Princeton, NJ: Princeton University Press. ---. 2004. "Permintaan Tenaga Kerja di Amerika Latin dan Karibia: Apa Ini Beritahu Kami "In? Hukum dan Ketenagakerjaan: Pelajaran dari Amerika Latin dan Karibia , ed. James Heckman dan Carmen Pages, 553-62. Chicago: University of Chicago Tekan / Biro Nasional Riset Ekonomi. Heckman, James, dan Carmen Pages. 2004. "Pengantar." Dalam Hukum dan Ketenagakerjaan: Pelajaran dari Amerika Latin dan Karibia , ed. James Heckman dan CarmenHalaman, 1-108. Chicago: University of Chicago Press / Biro Nasional Ekonomi Penelitian. Kaestner, Robert. 1996. "Pengaruh Manfaat Pemerintah-Mandated di Pemuda Kerja. " Industri dan Tenaga Kerja Hubungan Ulasan 50, no. 1: 122-42.

Halaman 23

Kugler dan Kugler 357 Kugler, Adriana. 1999. "Dampak Biaya Firing pada Omset dan pengangguran Bukti dari Reformasi Pasar Kerja Kolombia ": ment. Pajak Internasional dan Public Finance 6, no. 3: 389-410. ---. 2004. "Pengaruh Keamanan Kerja Peraturan Ketentuan Pasar Tenaga Kerja Fleksibilitas:. Bukti dari Reformasi Pasar Tenaga Kerja Kolombia "Di Hukum dan Pekerjaan: Pelajaran dari Amerika Latin dan Karibia , ed. James Heckman danCarmen Pages, 183-228. Chicago: University of Chicago / Biro Pers Nasional Riset Ekonomi. ---. 2005. "Upah-Shifting Pengaruh Tabungan Pesangon Pembayaran Rekening Kolombia. " Jurnal Ekonomi Umum 89, no. 2-3: 487-500.Kugler, Adriana, dan Maurice Kugler. 2003. "Pengaruh Pasar Kerja Payroll Pajak di Negara Berpenghasilan Menengah: "Kertas Diskusi Bukti dari Kolombia. tak ada. 4046, CEPR, London. Levy, Santiago. 2006. "Reformasi Jaminan Sosial di Meksiko:? Untuk Siapa" Kertas pra sented pada Konferensi Bank Dunia on Equity dan Daya Saing di Meksiko, November 27-28, Mexico City. Maloney, William. 1999. "Apakah informalitas menyiratkan Segmentasi di Buruh Perkotaan Pasar? Bukti dari Sektoral Transisi di Meksiko. " Bank Dunia Ekonomi Ulasan 13, no. 2: 275-302. ---. 2004. "informalitas Revisited." Pembangunan Dunia 32, no. 7: 1159-1178.Maloney, William, dan Mariano Bosch. 2006. "Gross Pekerja Arus sajian Pasar Informal:. Meksiko Experience, 1987-2002 "Penelitian Kerja Paper no. 3883, Bank Dunia, Washington, DC. Maloney, William, Edwin Goni, dan Mariano Bosch. 2007. "Penentu Meningkatnya informalitas di Brasil: Bukti dari Gross Pekerja Arus "Penelitian Work-. ing Paper no. 4375, Bank Dunia, Washington, DC. Maloney, William, dan Jairo Nún~ez. 2004. "Upah Minimum di Amerika Latin." Dalam Hukum dan Ketenagakerjaan: Pelajaran dari Amerika Latin dan Karibia , ed. James Heckman dan Carmen Pages, 109-30. Chicago: University of Chicago Press /

National Bureau of Economic Research. McIsaac, Donna, dan Martin Rama. 1997. "Penentu Hourly Earnings di Ekuador:. Peran Peraturan Pasar Tenaga Kerja " Jurnal Ekonomi Buruh 15, tak ada. 3, suppl .: S136-S165. Mondino, Guillermo, dan Silvia Montoya. 2004. "Pengaruh Pasar Tenaga Kerja reg- Doing pada Keputusan Pekerjaan oleh Perusahaan "Dalam. Hukum dan Ketenagakerjaan: Pelajaran dari Amerika Latin dan Karibia , ed. James Heckman dan Carmen Pages, 351-99.Chicago: University of Chicago Press / Biro Nasional Riset Ekonomi. Nickell, Stephen, dan Richard Layard. "Institusi dan Eco 1999. Pasar Tenaga Kerja Kinerja eko-. "Dalam Handbook of Ekonomi Tenaga Kerja , vol. 3, ed. Orley Ashenfelter dan David Card, 3029-84. New York: Elsevier. OECD (Organisasi untuk Kerjasama Ekonomi dan Pembangunan). 1995. OECD Jobs Studi: Perpajakan, Ketenagakerjaan, dan Pengangguran . Paris: OECD. Santamaria Mauricio. 1998. "Nonparametrik Density Estimasi dan Regresi: Permohonan untuk Studi Pendapatan Ketimpangan dan Kemiskinan di Kolombia. " PhD diss., Georgetown University.

Halaman 24

358 pembangunan ekonomi dan perubahan budaya Vargas, Andrés. 2004. "Pengaruh Jaminan Sosial Kontribusi atas Upah: The Pengalaman Kolombia. "Makalah yang tidak diterbitkan, University of Texas di Austin. Vroman, Wayne. 1974. "Majikan Pajak Payroll dan Perilaku Uang Upah." Terapan Ekonomi 6, no. 3: 189-204.