Diplomas and educational mismatch in Cali using classified advertisements

Authors

  • Jhon James Mora ICESI university
  • Andres Cendales Catholic University of Colombia
  • Carolina Caicedo Autonomous university of Occident https://orcid.org/0000-0003-0513-7578

DOI:

https://doi.org/10.17533/udea.le.n86a07

Keywords:

diplomas, credentialism, classified advertisements, vacancies, unit root, Beveridge-Nelson decomposition.

Abstract

This article analyzes the educational mismatch in the city of Cali, Colombia, using the evolution of diploma requirements reported in the classified advertisements published in El País, the city’s main newspaper, as basis. We built a time series differentiating between those classified ads requiring a diploma to get the job and those that do not. The tests show that the series has a unit root, so a decomposition analysis to estimate its permanent and transitory component is performed. Our results suggest that the labor market in Cali is quite credentialist, as diplomas are required regularly for access to a vacancy. This situation affects the labor market match and delves into educational mismatches because firms prefer the credentials of Cali workers.

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Author Biographies

Jhon James Mora, ICESI university

Titular Professor of the Faculty of Administrative and Economic Sciences of the Icesi University, Colombia. Member of the Colombian Academy of Economic Sciences. Senior Researcher at Colciencias. Director of the Doctorate in Business Economics at Icesi University and Coordinator of the Valle del Cauca Regional Labor Market Observatory

Andres Cendales, Catholic University of Colombia

Professor at the Faculty of Economic and Administrative Sciences. Researcher of the Sustainable Economy and Development group, Universidad Católica de Colombia.

Carolina Caicedo, Autonomous university of Occident

Professor of the Department of Administrative Sciences of the Autonomous University of the West, Colombia.

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Published

2017-01-31

How to Cite

Mora, J. J., Cendales, A., & Caicedo, C. (2017). Diplomas and educational mismatch in Cali using classified advertisements. Lecturas De Economia, (86), 179–198. https://doi.org/10.17533/udea.le.n86a07

Issue

No. 86 (2017): January-June

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Introducción

En Colombia, la exigencia del diploma en el mercado laboral es más co mún de lo que se cree ya que es usual, por ejemplo, encontrar en los clasifi cados de sus principales periódicos exigencias en torno a la posesión de éste para optar a un empleo.

El uso del diploma en el mercado laboral es racional en tanto las personas adquieren el diploma para señalizar su productividad, mientras que las firmas lo utilizan para discernir entre los trabajadores de baja y alta productividad. Sin embargo, su uso muestra las asimetrías de información que existen en el mercado laboral.

Usualmente, el análisis se ha realizado desde la oferta laboral y utilizando modelos de títulos o sheepskin effects para determinar las ganancias adicionales del diploma a partir de estimar las ganancias adicionales que genera el título. Debido a que tener información de las firmas en torno a la utilización de estos para elegir es menos frecuente, el análisis del efecto del diploma a partir de la demanda es poco usual.

De esta forma, este artículo contribuye al análisis del desajuste educativo a través de la exigencia del diploma, en tanto la exigencia de éste por par te de las empresas lleva a demandar diplomas que no son necesarios en el mercado laboral y, por ende, produce sobreeducación en el mercado labo ral.1 El credencialismo que esto genera, no solo implica la discusión sobre la productividad laboral sino también los efectos en torno al mercado negro de diplomas que se genera. Nuestros resultados muestran un gran fenómeno de credenciales para Cali y corroboran la exigencia del diploma para acceder al mercado laboral regional; En tanto, el componente permanente muestra que entre el 20 % y el 40 % del total de las vacantes en Cali exigen el diploma co mo requisito de acceso para el trabajo. El fenómeno es tan complejo que ha generado toda una industria alrededor de la falsificación de los diplomas, que no solo se diversifica ofreciendo historias académicas completas con prue bas del estado y diplomas de postgrado sino que, además, quienes lo hacen consideran que están prestando un servicio social “a quienes tienen el cono cimiento para desempeñarse en cualquier campo, pero no el documento que vale su preparación” (El País, 2015, A10).2

A partir del análisis de las vacantes (clasificados de las empresas) publica das en el periódico El País de Cali, entre el 2006 y el 2012, se contabiliza el total de vacantes y se registran aquellas vacantes cuya exigencia consiste en el diploma. El análisis de los clasificados aquí realizado implica un análisis des de el lado de la demanda y, por lo tanto, este artículo se inscribe dentro de la teoría del escudriñamiento del mercado laboral. Con los datos de las vacantes construimos una serie para el diploma y realizamos una descomposición de la serie en su componente permanente y transitorio, siguiendo la metodología de Beveridge-Nelson (1981).

Este artículo se divide en tres secciones. En la primera sección se analiza el papel del diploma en la teoría de la señalización y escudriñamiento. En la segunda sección se presenta la metodología de recolección de información y el modelo a estimar. Finalmente, se presentan las conclusiones y los resultados.

I. El diploma en la teoría de la señalización y escudriñamiento

Arrow (1973), Spence (1973), Riley (1976) y Stiglitz (1975) consideran que la educación no solo aumenta la productividad de los individuos, tal y como lo plantea la teoría del capital humano de Schultz (1960) y Becker (1964), sino que también, ante la existencia de asimetrías de información, sirve como un filtro para separar los más aptos de los menos aptos, basándose en caracte rísticas naturales que poseen los individuos, como lo son la inteligencia y la disciplina, Al ser la educación una herramienta de selección, el énfasis ya no es sobre los conocimientos adquiridos, y el diploma toma un papel fundamen tal en el mercado de trabajo, ya que mayores diplomas conducirán a mayores ingresos.

Frente al problema de información asimétrica se han propuesto varias soluciones que tienen como nexo común la utilización de la dotación educativa del individuo como fuente de información: el modelo de se ñalización de Spence (1973), el modelo del filtro de Arrow (1973) y el modelo de selección o criba de Rothschild y Stiglitz (1976). Por otra par te, según la versión credencialista, la educación servirá como requisito de admisión para ciertas profesiones, de modo que las empresas ofrecen sa larios más altos y mejores trabajos a los que tengan un título ENT#091;Berg (1971) o Dore (1976)ENT#093;. Los trabajadores con estudios inferiores serán apartados de los puestos en los que hay buenas oportunidades de adquirir más for mación y ascender, no necesariamente a causa de su incapacidad para realizar ese trabajo, sino simplemente porque no tienen el título requeri do. Las razones que pueden estar detrás del credencialismo serán: la mala percepción del valor de la educación, las barreras de entrada a la profe sión o el esnobismo de tener trabajadores más educados. Sin embargo, el credencialismo puro es difícil de aceptar ya que este comportamiento podría situar a las empresas que lo aplican, en un mercado competiti vo, en desventaja respecto a empresas que no actuasen de ese modo. La distinción entre estos dos argumentos, educación como información y credencialismo, es importante desde el punto de vista social. El creden cialismo conduce a desigualdad ya que los trabajadores que no poseen el título se les niega el acceso a puestos de trabajo para los que algunos de ellos serían competentes. Los argumentos que se basan en el valor de la información de la educación, aun no aportando ningún valor social, su ponen un trato diferente para individuos que efectivamente difieren en su productividad (Mora, Gonzales & Zuluaga, 2004, p. 111).

Si bien los empleadores siempre podrán construir estereotipos a partir de condiciones personales como el sexo, el color, la raza, el estado civil, la edad y la experiencia previa para tratar de predecir la productividad laboral, solamente las calificaciones académicas son socialmente más aceptadas.

Las calificaciones son consideradas como el producto del esfuerzo indivi dual, por lo que su uso en la contratación y promoción satisface la aprobación de los trabajadores, empleadores y clientes por igual, existiendo un consenso social (Stiglitz, 1975).

Moreno (1998) se pregunta “¿cuáles podrían ser las razones por las que los empleadores están predispuestos a contratar y retribuir mejor aquellos con igual número de años de estudio cuya diferencia consiste en que solo ostenta ban una credencial educativa?”. La respuesta a la pregunta se basa en que los empleadores parten de la siguiente idea: si alguien ha sido capaz de superar las dificultades, las trabas, los obstáculos que le impone el sistema educativo y alcanzar su meta, entonces es que esa persona ha sido productiva en sus estudios, y si alguien es productivo en su vida escolar ¿por qué no habría de serlo en su vida laboral? En este caso la educación es un mecanismo que sirve para identificar en el mercado de trabajo a los individuos más productivos. Es posible incluso que la educación no modifique la capacidad productiva y solo sirva para informar sobre las capacidades innatas de los individuos, aquellos más capaces habrán sido los que más pruebas educativas hayan superado. Así, la educación permite que en el mercado de trabajo se asignen los más capaces a los puestos que así lo requieran y se les remunere con mayores salarios.

Dentro de las hipótesis credencialistas existe la versión fuerte a partir de la cual se considera que la educación no es capaz de incrementar en modo al guno la capacidad productiva de las personas, sino que simplemente se limita a diferenciar a los hábiles, ya sea dicha habilidad innata o adquirida debido al entorno familiar en el que haya crecido. La versión débil, en cambio, establece que la educación, aparte de señalar la productividad potencial del individuo, contribuye a incrementarla. Para Psacharopoulos (1979) la existencia de un credencialismo fuerte y débil implica un comportamiento irracional del em pleador a la hora de determinar el salario que deberá pagar a un trabajador. El credencialismo débil implica que el empleador paga a los trabajadores con un mayor nivel educativo salarios iniciales más altos que a los de menor nivel edu cativo. El credencialismo fuerte implica que el empleador continúa pagando salarios más altos a los de mayor nivel educativo, aun después de observarlos en el trabajo y saber a ciencia cierta quién es más productivo. De acuerdo con Psacharopoulos (1979) si el nivel educativo no tiene un efecto positivo real sobre la productividad del trabajador, este comportamiento del empleador es totalmente irracional. Por tanto, según argumenta Psacharopoulos, se trata de detectar si el trabajador cobra un salario irracional solo al comienzo de su contrato o, por el contrario, el cobro de estos salarios irracionales se perpetúa en el tiempo.

Finalmente, desde el punto de vista empírico, los diplomas han sido en su mayoría analizados desde el lado de la oferta a través de la ecuación de títulos. Mora y Muro (2015), a partir de una muestra de 122 estudios a nivel mundial y utilizando la metodología de metaanálisis, encuentran evidencia estadística mente significativa de la existencia de efectos diploma en la secundaria.

Mora, González y Zuluaga (2007) encuentran que en Cali no se puede rechazar “la hipótesis de que los títulos son importantes para la obtención de salarios y que sirven como mecanismo para señalizar en el mercado labo ral de Cali” (p. 122). El análisis de estos autores tiene la desventaja de que utiliza una muestra de corte transversal para el 2000, y si bien este tipo de análisis es usual, no analiza en el tiempo si estos efectos son permanentes o transitorios, tal y como lo estiman para Colombia Mora (2003) y Mora y Mu ro (2008) quienes, utilizando datos de pseudo panel, encuentran efectos de diploma en Colombia. Por su parte, Castellar y Uribe (2004), en un esfuerzo por contrastar si lo que prima en Cali es la teoría del Capital Humano o la señalización, estiman los coeficientes de cada modelo para cada periodo de tiempo entre 1988 y 2000. A partir de los resultados para la tasa de rendimien to a la educación construyen una serie para la rentabilidad a la educación. En primer lugar concluyen que “El resultado es contundente: en la totalidad de los 52 casos contemplados, el criterio opta por la ecuación (3), esto es, por cambios suaves en la función de Mincer” (p. 72); a continuación regresan la serie contra la tasa de desempleo y la inflación y encuentran que “El modelo que sugiere cambios continuos en la tasa de retorno por niveles educativos se comporta mucho mejor que uno de cambios libres cuando se quiere explicar la trayectoria de la tasa global. No obstante ambos modelos reportan prome dios similares” (p. 78). Los problemas metodológicos de esta aproximación son evidentes: sesgos de selección, errores de medición e inconsistencia en los parámetros. En primer lugar, las estimaciones de la tasa de retorno no fueron corregidas por sesgos de selección; en segundo lugar, no existe discusión so bre la correlación entre el término aleatorio de error y la variable de selección a lo largo del tiempo y, finalmente, tampoco existe ninguna discusión sobre la heterogeneidad individual a lo largo del tiempo (Mora & Muro, 2014). Si bien es una primera aproximación, la cantidad de problemas econométricos que tienen las estimaciones de Castellar y Uribe (2004) deja abierto de nuevo el problema.

II. Los datos y la metodología

Una vacante identifica una demanda de trabajo no satisfecha (Abraham, 1983); es decir, un puesto de trabajo disponible para ser ocupado por un nuevo empleado en una empresa u organización y, tal y como lo plantean Arango (2013):

Además de dar señales sobre la demanda de trabajo insatisfecha y del rumbo de la actividad económica en el corto y el mediano plazo, las vacantes tienen un uso muy amplio en materia de análisis. Por ejemplo, ayudan a esta blecer la fase del ciclo económico en la que se encuentra la economía; tal es el caso de las fases de expansión en las que abundan las vacantes y el mercado de trabajo está estrecho (tight) o, por el contrario, una fase de contracción en la que el mercado de trabajo está holgado (slack). También tienen aplicación en los modelos de búsqueda (e.g. Pissarides, 2000) y emparejamiento así co mo en modelos de duración del desempleo. Sirven también para implementar modelos de equilibrio general estocástico en los que el módulo del mercado laboral incorpora algún mecanismo de búsqueda (p. 1).

En Colombia los primeros datos sobre vacantes fueron construidos porÁlvarez y Hofstetter (2013) para Bogotá entre 1960 y 2010. Arango (2013), por su parte, presenta series mensuales para Barranquilla, Bogotá, Bucara manga, Cali, Manizales, Medellín y Pasto entre 1972 y 2012 utilizando infor mación proveniente de los clasificados de los periódicos El Heraldo, El Tiempo, Vanguardia Liberal, El País, La Patria, El Colombiano y El Diario del Sur.

Al igual que Arango (2013) la información de las vacantes para Cali fue construida a partir de los clasificados del periódico El País. Sin embargo, exis ten algunas diferencias:

  1. El periodo de recolección va de 2006 a 2012 y no como en Arango de 1976 a 2012; sin embargo, al igual que éste, la información de las vacantes se recolectó mensualmente.

  2. Elección del periódico más representativo de la ciudad: a partir de las estadísticas de antigüedad y circulación de los periódicos se determinó que el periódico El País en Cali era el más idóneo para la recolección de las muestras. Adicionalmente, Arango (2013) y Álvarez (2013) corrobo ran esta selección en tanto que sus estadísticas de vacantes proceden de este mismo periódico.

  3. Selección de l(os) día(s) de la semana a registrar: se realizó un muestreo de los clasificados entre los siete días de la primera semana para los meses de junio/julio y septiembre del 2006, 2010 y 2012. Se determinó que el domingo era el día de mayor concentración de las vacantes, por lo que se seleccionó este día. A diferencia de Arango (2013) y Álvarez (2013) no se eligió un domingo en particular sino que se tuvieron en cuenta los clasificados de todos los domingos y se promediaron por el número de domingos del mes.

  4. Para cada clasificado se procedió a identificar si se exigía el diploma como requisito para la vacante y, de esta forma, para cada domingo se contabilizaron el total de vacantes y el total de vacantes con esta exigencia.

A manera de ejemplo, las siguientes ilustraciones de clasificados muestran

algunos clasificados en los cuales el diploma se exige para ingresar al mercado laboral y algunos en los cuales no se exige:

Clasificados con y sin exigencia de diploma

Figura 1: Clasificados con y sin exigencia de diploma

Los clasificados de la figura 1 fueron publicados el mismo día en el pe riódico El País. Como se puede observar, en ambos casos se solicita un admi nistrador y en uno de ellos específicamente se requiere que la persona tenga el título para realizar el oficio de administrador.

Ahora bien, en la misma sección de clasificados se encontraron los si guientes ejemplos donde se especifica la exigencia del diploma, tanto de ba chilleres como profesionales, para el empleo solicitado.

Clasificados con exigencia del diploma de bachiller

Figura 2: Clasificados con exigencia del diploma de bachiller

Clasificados con exigencia del diploma universitario

Figura 3: Clasificados con exigencia del diploma universitario

Como se puede observar en la Figura 2 es claro que sin el título en cues tión no se podrá acceder a un puesto de trabajo. Y, aunque en algunos casos parezca poco clara la exigencia del diploma para el trabajo, en otros casos, como en los de la Figura 3, la exigencia va relacionada con la actividad profesional pero aun así se utiliza el diploma para discernir entre los candidatos quiénes podrían ser más productivos.

Con el fin de determinar qué tan permanente es la exigencia del diploma

o si es simplemente un fenómeno coyuntural, se realizó la descomposición Beveridge-Nelson (1981). A continuación se muestra este tipo de descompo sición.

Beveridge y Nelson (1981) descomponen una serie de tiempo en un com ponente permanentes y otro transitorio (ambos estocásticos) que permite la existencia de correlación entre éstos. El componente permanente se modela como un camino aleatorio con tendencia o deriva. La tendencia estocástica consistirá en la predicción futura menos cualquier componente determinísti co; es decir, el valor en el período actual más el impacto a largo plazo de las desviaciones transitorias de la serie de su valor de estado estacionario.

De esta forma, el componente transitorio, que será el ciclo, es la diferencia entre la serie original y la tendencia. Supóngase que la serie del Diploma, Dt es I(1), entonces será posible descomponer Dt en un componente estocástico (paseo aleatorio) y en un componente cíclico, I(0) de la siguiente forma:

Dt = DPt + DCt + et,

donde DPt representa la tendencia determinística y DCt la parte estocásti ca. Esta descomposición no es única y nosotros solamente utilizaremos la descomposición no restringida de un ARMA(p, q) para ∆Dt ~ I(0). Espe cíficamente, la descomposición requiere los siguientes pasos:

  1. Determinar si Dt es I(1).

  2. Estimar un ARMA(p, q) para ∆Dt

  3. Dado que Beveridge-Nelson muestra que si ∆Dt tiene su correspon diente representación de Wold como ∆Dt = δ + ψ * (1)ϵt , entonces habrá que estimar δ + ψ * (L) del modelo ARMA(p, q) para el DGP de ∆Dt.

III. Resultados

A partir del análisis de los clasificados se construyó una serie de vacantes y una serie de vacantes que exigen el diploma. La proporción de vacantes que exigen el diploma se puede observar en el Gráfico 1.

Proporción de vacantes con diploma

Gráfico 1: Proporción de vacantes con diploma

Como se puede observar, durante el 2009, después de la crisis del 2008, el porcentaje de vacantes que exigen diplomas cae, con excepción del mes de junio en el cual el porcentaje de vacantes pasa del 21 % al 35 % y, posterior mente, vuelve a caer en julio al 17 %. Este cambio también es registrado en los datos recolectados por Arango (2013) para el tercer domingo de junio; estos datos muestran cómo la tasa de crecimiento de las vacantes cae en mayo en un 18 %, para junio se incrementan en un 39 % y vuelven a caer en julio a un 5 %. Cabe destacar que en junio de 2009 la tasa de desempleo cae un 0,3 %, pasando de 11,7 a 11,4 %. Entre el 2011 y el 2012 el número de vacantes y el número de vacantes que exigen diploma se incrementan, situándose a tasas promedio del 30 %.3

Antes de analizar la estacionariedad de la serie del diploma se procedió a contrastar la presencia de estacionalidad en la misma. El contraste de Pierce (1978) para autocorrelación estacional fue de 0,02, y al compararse con una X2(2) al 1 %, que es de 9,2, no rechaza la hipótesis de ausencia de correlación estacional. Por su parte, el contraste no paramétrico de Friedman (Kendall & Ord, 1990) de no estacionalidad en los residuos fue de 9,44, que se distribuye con una X2(11), que al 1 % es de 24,72, por lo que tampoco se puede rechazar la hipótesis nula. Finalmente, el contraste para la significancia conjunta de dummys estacionales F (11, 68) fue de 0,76, que al 1 % es de 3,75, por lo que tampoco se puede rechazar la hipótesis nula (Lytras, Feldpausch & Bell, 2007). De esta forma, es posible afirmar que la estacionalidad no está presente en la serie del diploma o es muy débil para ser capturada.4

A continuación, se procedió a analizar el orden de integración de las series. Como se puede observar en la Tabla 1, las pruebas de raíz unitaria muestran que la serie del diploma tiene una raíz unitaria mientras la diferencia de esta serie es I(0).

Debido a que las series son I(1) se procedió a realizar la descomposición BN. Para ello es necesario seleccionar el modelo que tenga e menor Akaike, Schwarz y Hannan-Quinn. Tal y como se observa en la Tabla 2.

Los resultados de la Tabla 2 muestran como el modelo que tiene el me nor Akaike, Schwarz y Hannan-Quinn es el modelo ARMA(1, 1) para la serie ∆Dt. A continuación, en el Gráfico 2, se procedió a estimar la descomposi ción Beveridge-Nelson a partir de un ARMA(1, 1).

Tabla 1:
Pruebas de raíz unitaria

Nota: * p-valor < 0,1, ** p-valor < 0,05, *** p-valor < 0,01

Fuente: cálculos propios.

Tabla 2:
Elección de modelos: ARIM A(p; 1; q)
P q Akaike Schwarz Hazana-Quinn
3 3 -3,130964 -3,041638 -3,095150
2 2 -3,205537 -3,116853 -3,169956
1 1 -3,290969 -3,202918 -3,255618
1 3 -3,262294 -3,174243 -3,226943
1 2 -3,290236 -3,202185 -3,254885
2 1 -3,135157 -3,046474 -3,099576

Nota: * p-valor < 0,1, ** p-valor < 0,05, *** p-valor < 0,01

Fuente: cálculos propios.

Descomposición de la proporción de diplomas en Cali

Gráfico 2: Descomposición de la proporción de diplomas en Cali

Como se puede observar en el Gráfico 2, el componente permanente en la serie de los diplomas es bastante alto, mientras que el componente cíclico fue relativamente estable, con excepciones en el 2009 y casi todo el 2011.

Conclusiones

Nuestros resultados confirman que existe una gran demanda insatisfecha de tipo credencialista por parte de las firmas en Cali; esta demanda se expre sa en clasificados que exigen el diploma como requisito para acceder a un empleo.

¿Qué tan racional es este tipo de comportamiento de las firmas? Al pare cer, poco racional. No parece claro por qué se mantiene una demanda insa tisfecha tan grande por individuos con diploma; sin embargo, esto explicaría en parte por qué la ciudad sigue manteniendo de manera sostenida tasas de desempleo altas y por qué cada vez más la ciudad se preocupa por los “pro fesionales de papel” ya que, según el diario El País, “De acuerdo con cifras de las universidades, institutos de formación y la Fiscalía, solo en el 2014 fueron descubiertos en el Valle del Cauca más de 1.200 personas con títulos falsos ENT#091;…ENT#093; y lo preocupante es que la falsificación de títulos en el Valle es un mer cado en aumento” (7 de junio, p. A10). Esto se asocia a toda una industria donde existen empresas que se promueven en internet como “la fábrica de diplomas falsos más grande y segura de Colombia” (p. A10) y que incluso llegan a ofrecer modalidades o paquetes de diplomas como “cartón y actas de grado” o “títulos verificables, historial académico y pruebas ECAES”.

Sin duda, la discriminación laboral en Cali (Mora & Arcila, 2014; Mora & Caicedo, 2013; Mora & Pérez, 2014), la informalidad y el desempleo de los jóvenes (Mora, Caicedo & Gonzalez, 2015) muestran lo complejo del merca do laboral caleño y por qué el credencialismo es un fenómeno permanente en Cali.

Debido a la asimetría de información en el mercado laboral es imposible pensar en eliminar el uso de los diplomas en el mercado laboral; Estos son necesarios en cuanto conllevan información sobre las capacidades de los in dividuos. Sin duda un sistema más transparente y claro sobre las credenciales, mejores registros de los diplomas, certificaciones de calidad de los mismos y una discusión entre academia y empresarios podrían reducir el exagerado papel de estos que exhibe una ciudad como Cali.

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1 Castillo (2007) y Mora (2008) analizan el fenómeno de la sobreeducación en Colombia.
2 Por supuesto, ello también ha llevado a que las empresas busquen mecanismos externos para verificar los títulos y a que existan áreas de la seguridad industrial dedicadas a la verificación de las hojas de vida “hemos encontrado en hojas de vida que nos solo falsifican títulos, sino el lugar de residencia y los antecedentes laborales... un administrador de un hotel que le hicieron el título en San Nicolas... y varios médicos que llegan del exterior y no son ciertos sus títulos y varias enfermeras falsas” (El país, 2015, A11).
3 Si bien el Gráfico 1 incluye la tasa de desempleo trimestral de Cali para cada mes, no es posible estimar una curva de Beveridge como tal debido a que la serie es una proporción mensual de las vacantes con diplomas y no existe información que permita ajustarla y realizar las correcciones que requieren este tipo de análisis (Ver Arango & Rios, 2015).
4 Cabe observar que en caso de existencia de estacionalidad en las series, los contrastes de raíz unitaria deberían ir en la vía de Hylleberg et al., 1990.