¿Convergencia de los indicadores de los mercados laborales en la

Análisis de la convergencia de los indicadores del mercado
laboral en la Comunidad Andina
Eco. Julio Gamero Requena1
Como todo proceso de integración regional, la Comunidad Andina lo iniciaría dando un
énfasis particular a los temas comerciales. Uno de los puntos centrales era la fijación de un
arancel externo común, por ejemplo.
La integración regional si bien tiene un condicionante económico muy importante, es decir
los beneficios económicos de la asociación deben ser mayores que aquellos que podría
obtenerse en forma individual, requiere de un proceso de alineamiento y de coincidencia en
los aspectos sociales, culturales. Es decir, si bien el proceso puede iniciarse desde la
dimensión económica, la sostenibilidad del mismo se logra desde su anclaje en la sociedad
y la cultura.
El desarrollo de la institucionalidad laboral en el espacio comunitario
Por ello el tema social si bien ha tomado más tiempo de ingresar a la agenda andina, su
incorporación ha resultado coincidente con un periodo de estabilidad económica
independientemente de la apuesta política de los países miembros. Ello, sin duda, ha
facilitado la incorporación de la agenda social. La persistencia de la pobreza extrema en
nuestras áreas rurales, la presencia de comunidades indígenas, amazónicas en situación
desventajosa junto con la importante participación del sector informal urbano son rasgos
comunes a nuestros países.
El año 2004 es sin duda clave en el proceso de cimentación de la agenda social andina 2. Por
un lado se aprueba la Decisión 601 referida al Plan Integrado de Desarrollo Social (PIDS),
que actuará como el “paraguas” de la diversidad de iniciativas sociales comunitarias en
1
Coordinador Regional de los proyectos socio laborales del Plan Integrado de Desarrollo Social (PIDS) de la
Comunidad Andina.
2
Ver al respecto, http://www.comunidadandina.org/sociolaboral.htm
1
marcha y, segundo, se marcó el inicio de las Conferencias Regionales Andinas de Empleo
(CRAE) que hoy se encuentra ad portas de su sexta versión.
Un año antes, 2003, ya se iniciaba la adopción de un conjunto normativo en materia socio
laboral que ha ido acumulándose y que se espera que en el corto plazo sea de plena
implementación. Así, por ejemplo, en el mes de junio de 2003, la Undécima Reunión del
Consejo Andino de Ministros de Relaciones Exteriores de la Comunidad Andina aprobó
la Decisión 545 “Instrumento Andino de Migración Laboral”, a través de la cual se adecua
la normativa comunitaria al objetivo del denominado mercado común y al derecho de los
trabajadores andinos a desplazarse y establecerse libremente en el espacio comunitario.
En mayo de 2004, la Reunión del Consejo Andino de Ministros de Relaciones Exteriores de
la Comunidad Andina aprobó la Decisión 583 "Instrumento Andino de Seguridad Social" a
través de la cual se adecua a la actual estructura de los sistemas de seguridad social de los
países andinos. Igualmente, en dicha reunión se aprobaría la Decisión 584 "Instrumento
Andino de Seguridad y Salud en el Trabajo" a través del cual se busca promover y regular
las acciones que se deben desarrollar en los centros de trabajo de los países de la CAN para
disminuir o eliminar los daños a la salud del trabajador, mediante la aplicación de medidas
de control y el desarrollo de las actividades necesarias para la prevención de riesgos
derivados del trabajo. Este instrumento, posteriormente, se concretaría en un Reglamento
(Resolución 957) con lo cual se implementaría, plenamente.
La referida normativa socio laboral es sustantiva en la lógica de la operación de un mercado
laboral andino: primero, facilitar el tránsito y la inserción laboral de la PEA de los países
miembros en cualquier país de la CAN y, segundo, viabilizar la acumulación de fondos y la
cobertura de seguridad social acompañando la libre movilidad del trabajo.
La reglamentación de dicha normativa, requisito para su plena implementación, aún está en
proceso pero ello no ha sido óbice para que los países, en forma unilateral, incorporen
dichas Decisiones en su normativa interna. Así lo hizo Perú, hace unos años cuando decidió
acoger bajo la normativa laboral local a cualquier trabajador, en relación de dependencia,
2
proveniente de cualquier país miembro y, recientemente (enero 2011) en el mismo sentido
lo ha señalado la respectiva autoridad colombiana3.
Otro elemento necesario para la configuración y operación de un mercado andino es la
difusión y acceso a la información socio laboral. Una herramienta central concebida para
ello es el Observatorio Laboral Andino4(OLA), que deberá concentrar, sistematizar y
difundir la normativa comunitaria junto con dar cuenta de la marcha de los indicadores
socio laborales contribuyendo de esa forma a la adecuada toma de decisiones de parte de
las empresas y los trabajadores comunitarios.
Desde 2010 se encuentran en implementación la primera fase de los proyectos
sociolaborales del PIDS. Estos son la Red Andina de Oficinas de Empleo y la Certificación
de Competencias Laborales. El sentido de estas iniciativas es empezar a activar los
mecanismos y procesos necesarios para facilitar la movilidad intra comunitaria del trabajo,
disminuyendo los tiempos de búsqueda de empleo y obtener información del contexto socio
económico necesaria para tomar cualquier decisión de migrar. La red andina, al
interconectar los servicios públicos de empleo, permitirá una solución en red a la búsqueda
de empleo desde cualquier lugar de la CAN.
Del mismo modo, la iniciativa de certificación de competencias se fundamenta en el
reconocimiento de la priorización de la formación laboral y el empleo como una efectiva
estrategia de lucha contra la pobreza y la exclusión social. Busca certificar la experiencia
laboral de amplios sectores de la PEA que no tuvieron la oportunidad de formarse en
entidades de instrucción superior. Obtenida la certificación andina, podrán desplazarse
entre los países miembros con mejores opciones de inserción laboral.
Planteado así el esquema, se encuentra que en materia socio laboral se cuenta con un marco
institucional que está en vías de plena implementación, se dispone de una herramienta de
información socio laboral y que interconectará, además, los servicios públicos de empleo de
3
4
Ver al respecto, http://www.comunidadandina.org/prensa/notas/np28-1-11.htm
Ver al respecto, http://www.comunidadandina.org/camtandinos/OLA/
3
los países miembros. Junto con ello se ha iniciado el proceso de certificación de
competencias laborales que confluirá en la realización de una experiencia comunitaria.
Estos avances en el terreno de las políticas comunes y la institucionalidad laboral
comunitaria están guardando correspondencia con el proceso económico de los mercados
de trabajo? ¿es decir, se puede hablar de un mercado laboral andino en construcción hacia
una situación de equilibrio?
La convergencia del mercado laboral: antecedentes
En la
literatura sobre integración regional5, se ha puesto atención al análisis de la
convergencia de diferentes indicadores económicos entre los países involucrados una vez
que el proceso integrador avanza, lo cual se explicaría por la necesidad de asentar,
profundizar y asegurar la viabilidad de los procesos de construcción de mercados
supranacionales. Los diversos procesos de integración si bien tienen su impulso mayor en
los aspectos macro económicos van a requerir que sus indicadores socio – laborales
transiten por el sendero de la convergencia a efectos de garantizar la sincronía entre un
mercado supranacional de bienes y servicios y su correlato en un mercado laboral
ampliado.
El análisis de la trayectoria de los diversos indicadores del mercado de trabajo de los países
andinos así como sobre su probable convergencia en el tiempo, ayudaría a entender si dicho
proceso –el de la sincronía en la tendencia de los indicadores laborales relevantes- está en
curso, si las políticas de empleo y laborales locales están aportando, colateralmente con
dicho objetivo y qué tanto podrían ser influenciadas o retroalimentadas por el desempeño
económico. Además, en el caso de la región andina, la presencia de iniciativas y de
Decisiones de carácter supranacional vinculadas con dicha temática6-generadas en el
espacio de la CAN- operarían como medios dinamizadores de dicho proceso.
Ver al respecto, Socas, Jaime L. “Áreas monetarias y convergencia macroeconómica en la Comunidad
Andina” en Revista BCV • Vol. XVII, N° 2. Caracas, julio-diciembre 2003, pp. 127-140.
6
Entre ellas pueden señalarse las Decisiones 545 (migración laboral intra comunitaria), 583 (seguridad
social), el convenio Simón Rodríguez, el Plan Integrado de Desarrollo Social (PIDS) y las demás reseñadas en
las páginas iniciales.
5
4
Los test de convergencia constituyen la metodología vigente y pertinente para indagar sobre
la confluencia o no de determinados indicadores económicos en un determinado horizonte
temporal. Dicha dimensión, macro económica, es la que ha concentrado los análisis al
respecto. En relación con la convergencia de los mercados laborales, los principales
estudios se han desarrollado en los entornos nacionales7. No hay mayor evidencia de
estudios similares para el caso de la comunidad andina.
Si se encontrara convergencia entre indicadores laborales de los países miembros, se estaría
ante la evidencia de un mercado laboral supranacional en proceso de constitución.
En el caso del mercado de trabajo, los test de convergencia se han concentrado en el
indicador de la tasa de desempleo en tanto “variable resumen” de la situación de dicho
mercado. En este documento se ha privilegiado tanto el análisis de las cantidades como de
los precios. Por ello junto con la tasa desempleo se ha extendido el análisis a las series de
los índices de las remuneraciones medias reales. El indicador de desempleo, por su parte,
será objeto de un doble testeo8 para explorar no sólo si muestra una clara tendencia de
confluencia sino, también, que tan profunda es.
Es por ello que en primer lugar se indagará, a través de la metodología de Johansen y
Juselius9 si las tasas de desempleo de los países miembros de la Comunidad Andina (CAN)
muestran evidencias de cointegración y, segundo lugar, mediante el test de Engle y
Ver al respecto Letelier y Dresdner, Cointegración de los salarios agregados en Chile… disponible en
http://www.economia.puc.cl/docs/101dresa.pdf; Yslas –Camargo y Cortéz, Convergencia salarial entre las
principales
ciudades
mexicanas:
un
análisis
de
cointegración,
disponible
en
http://econoquantum.cucea.udg.mx/volumen_1_num_0/vol_1_no_0_art_3.pdf; Avilés, Gámez y Torres,
La convergencia real de Andalucía: Un análisis de cointegración del mercado de trabajo, disponible en
http://www.revistaestudiosregionales.com/pdfs/pdf516.pdf; Banco de la República, Integración en el
Mercado Laboral Colombiano: 1945-1998, disponible en http://www.banrep.gov.co/docum/ftp/borra148.pdf;
Galvis Aponte, Integración regional de los mercados laborales en Colombia, 1984-2000, disponible en
http://www.banrep.gov.co/documentos/publicaciones/pdf/DTSER27-Integracion.pdf
8
Por razones de disponibilidad de data, el análisis se concentrará en Bolivia, Colombia y Perú.
9
Ver al respecto, Soren Johansen and Katarina Juselius, “Maximum Likelihood Estimation and Inference on
Cointegration—with Applications to the Demand for Money,” Oxford Bulletin of Economics and Statistics 52
(1990): 169–210.
7
5
Granger10 se buscará corroborar si, efectivamente, habría una situación de equilibrio de
largo plazo entre las variables analizadas.
En tanto el mercado de trabajo se encuentra vinculado con el comportamiento del mercado
de bienes y servicios se aplicará el test de Johansen y Juselius a la data del PBI per cápita
de los países miembros11. Ello con el objeto de identificar el sentido de las trayectorias de
convergencia en el indicador del mercado real con el de trabajo. Similar análisis,
circunscrito por razones de data12, se concentrará en las series de remuneraciones medias de
Colombia y Perú.
Tras la aplicación de los test de cointegración y de equilibrio se procederá a la reflexión de
dichos hallazgos en relación con sus implicancias para la CAN, para los países miembros y
las políticas de empleo y laborales que se vienen implementando
Determinando la convergencia laboral: marco conceptual y metodológico
En el trabajo realizado por Socas (2002), se define a la convergencia macroeconómica
como la aproximación de determinados valores correspondientes a indicadores
macroeconómicos tales como el PBI, tasas de interés, inflación o desempleo hacia niveles
de equilibrio de largo plazo.
Se señala que cuando se encuentran relaciones de cointegración ello significa que si se
tienen dos variables xt e yt que poseen raíces unitarias y la combinación lineal yt = ßxt + ut
es estacionaria, entonces los residuos son considerados como los errores o desviaciones de
10
Ver al respecto, Mata, H.L. Nociones elementales de cointegración, Enfoque de Engle Granger, disponible
en http://webdelprofesor.ula.ve/economia/hmata/Notas/Engle%20Granger.pdf
11
Como los mercados laborales son mercados derivados, su comportamiento se ve influido por la dinámica de
los mercados de bienes. Se ha optado, por ello, en indagar si el PBI per cápita de los países miembros registra
o no un proceso de convergencia entre ellos. Si fuera así, ello abonaría a la convergencia de indicadores
laborales. Se optó por testear el PBI per cápita en tanto es un indicador más exigente dado que se controla
con la variable población.
12
Lamentablemente no se encuentra series de largo plazo para aplicar los análisis de cointegración a las series
de remuneraciones medias de todos los países miembros. En el caso de la CAN, sólo se ha obtenido una serie
común para estos dos países. Mientras más extenso sea el horizonte temporal de la data, los resultados serán
más concluyentes. Los datos utilizados, en este caso, se remontan a 1980. Hubiera sido mucho mejor contar
con la información anual desde 1950.
6
corto plazo respecto del equilibrio de largo plazo. De esta manera, las variables siguen una
trayectoria similar en el largo plazo y no se desvían sistemáticamente en el tiempo13.
Para una primera evaluación de la convergencia de los mercados de trabajo entre los países
de la CAN se plantea la aplicación de una metodología similar a la realizada por Fernández
Macho, González, Moral y Virto (1999 y 2001), para el caso de la Unión Europea, la
misma que no se ha aplicado hasta ahora en los trabajos hechos en la región para la
Comunidad Andina en relación con la convergencia macroeconómica.
La metodología usada por los autores citados consiste en realizar un análisis de
cointegración mediante la técnica de Johansen y Juselius (JJ) para evaluar la convergencia
macroeconómica a través de ciertas variables14 para los países en estudio. Posteriormente,
para el caso de la serie de desempleo abierto se aplicará el test de Engle y Granger para
corroborar la presencia de equilibrio de largo plazo en dicho indicador.
Johansen y Juselius (1990) plantean una metodología con el fin de evaluar la existencia de
cointegración entre un número determinado de variables, es decir, si existe una relación de
equilibrio de largo plazo. Se debe mencionar que dado que este es un test de Máxima
Verosimilitud, se requiere de muestras grandes para obtener mejores resultados.
El test principal, de la traza, puede expresarse de la siguiente forma:
t = valor estimado de las raíces características obtenidos de la matriz
estimada
r = número de vectores de cointegración
T = número de observaciones
13
Basado en Loria, Eduardo (2007), Econometría con aplicaciones, Pearson Prentice Hall, México.
Las variables analizadas en el estudio son la tasa de interés de largo plazo, la inflación, el tipo de cambio, el
déficit fiscal y la deuda pública.
14
7
i = periodo inicial de la observación
n = periodo final de la observación
La hipótesis nula del test es que el número de vectores de cointegración es menor o igual a
r.
Por otro lado, los autores también plantean un test alternativo denominado el de  máximo:
La hipótesis nula del test es que el número de vectores de cointegración es igual a r; la
alternativa, que el número de vectores de cointegración es igual a r +1.
En líneas generales, con esta metodología será posible estimar cuantos vectores de
cointegración existen para las variables a ser analizadas. Esta se aplicará a los siguientes
indicadores15:

PBI per cápita, expresado en USD en valores corrientes16

tasa anual de desempleo abierto17

índices de los salarios medios18.
Para ello se comenzará, primero, por presentar la data correspondiente a cada uno de los
indicadores mencionados, aplicándose el test JJ.
El análisis de cointegración se realiza en un mismo acto a todo el “racimo” de indicadores. En este caso
particular, el del PBI per cápita, el análisis es en simultáneo sobre los PBI per cápita de los 4 países.
16
Ver la definición y el detalle del indicador en http://datos.bancomundial.org/indicador/NY.GDP.PCAP.CD
17
La tasa de desempleo se define como el porcentaje de la PEA que está buscando trabajo pero no lo
encuentra. El indicador, en este caso, está referido a la tasa anual media. Cabe señalar que la data proveniente
de la CEPAL se basa en las fuentes oficiales de cada país.
18
De acuerdo con su definición, se trata de un Índice, es decir se ha convertido la remuneración real a un
valor referido a 100 a efectos de –dado el diferente nivel salarial- presentar la tendencia respecto de un mismo
punto de partida. Al respecto consultar el Panorama Laboral 2010 y anteriores de la OIT, disponible en
http://www.oit.org.pe/1/wp-content/uploads/2011/01/PL2010.pdf
15
8
Test de Cointegración de las Variables
A continuación se procederá a la aplicación de los test de cointegración. En un primer
momento se le aplicará a los PBI per cápita de los 4 países miembros. En este caso, el
horizonte temporal de la data disponible cubre 50 años, desde 1960 a 2009.
Posteriormente, dicho test se aplicará a los índices de las remuneraciones medias reales,
abarcando 30 años de data anual (1980 – 2009). Finalmente, las tasas de desempleo abierto
serán objeto del mismo test, contando para ello con información proveniente desde 1980
hasta el 2009.
Comunidad Andina: PBI per cápita, expresado en USD corrientes (1960-2009)
Fuente: http://datos.bancomundial.org/indicador/NY.GDP.PCAP.CD
Elaboración: Propia
9
En primer lugar, se debe comprobar que las series del PIB per cápita de los 4 países sean
integradas de orden 119 para poder hacer el análisis de cointegración:
Resultados del test ADF
País
t estadístico
Valor crítico
(99% confianza)
Bolivia
-1.552946
-4.156734
Colombia
-3.889105
-4.170583
Ecuador
-2.70699
-4.170583
Perú
-3.022125
-4.156734
Como se puede apreciar, para todos los casos se acepta la hipótesis nula que implica que
existe raíz unitaria por lo que las series serían I (1).
Adicionalmente, se analizarán las raíces del polinomio característico y la raíz inversa del
polinomio autorregresivo del VAR:
Raíces del polinomio característico
Raíz
Modulus
0.999566
0.852876 - 0.160203i
0.852876 + 0.160203i
0.269542 - 0.726354i
0.269542 + 0.726354i
0.418680 - 0.431908i
0.418680 + 0.431908i
-0.370695
0.368758
-0.285447 - 0.101209i
-0.285447 + 0.101209i
0.016328
0.999566
0.867792
0.867792
0.774753
0.774753
0.601529
0.601529
0.370695
0.368758
0.302859
0.302859
0.016328
Ninguna raíz permanece fuera del círculo unitario
VAR satisface la condición de estabilidad
Como se puede apreciar, todos los valores de la columna Modulus son menores a 1 lo que
indica que todos caen dentro del círculo unitario. Esto implica que el sistema es estable y
estacionario; si uno de estos hubiera sido mayor a 1 el sistema sería inestable.
19
Que una serie sea integrada de orden 1 significa que para volverla estacionaria se necesita una
diferenciación.
10
Raíz inversa del polinomio autorregresivo del VAR
Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial
1.5
1.0
0.5
0.0
-0.5
-1.0
-1.5
-1.5
-1.0
-0.5
0.0
0.5
1.0
1.5
Tal como se aprecia en el gráfico anterior, todos los valores se encuentran dentro del
círculo lo cuál confirma el resultado anterior de que el sistema es estable. Por otro lado, se
puede notar que hay valores que se encuentran cercanos a la unidad, lo que indica que
existe una tendencia común y se debería encontrar que hay cointegración.
A continuación, se determinará el número óptimo de rezagos para aplicar el test de
Johansen:
Determinación del número óptimo de rezagos
Lag
LogL
LR
0
1
2
3
-8.729946
160.6641
182.1152
190.7377
NA
302.7467
34.68689*
12.47523
FPE
AIC
SC
HQ
2.02e-05
0.541700 0.699159 0.600953
2.96e-08 -5.985705 -5.198408* -5.689440*
2.39e-08* -6.217667* -4.800532 -5.684389
3.40e-08 -5.903734 -3.856762 -5.133445
* indicates lag order selected by the criterion
LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level)
FPE: Final prediction error
AIC: Akaike information criterion
SC: Schwarz information criterion
HQ: Hannan-Quinn information criterion
11
Para determinar el número óptimo de rezagos se usará el criterio de Schwarz dado que es el
más estricto de todos. Tal como se observa en la tabla, el número óptimo de estos es de 1.
Finalmente, se procede a aplicar el test de cointegración de Johansen y se obtienen los
siguientes resultados:
Resultados del test de Johansen
Data Trend:
None
Test Type No Intercept
No Trend
Trace
1
Max-Eig
1
None
Intercept
No Trend
1
1
Linear
Intercept
No Trend
1
1
Linear
Intercept
Trend
1
1
Quadratic
Intercept
Trend
2
1
*Critical values based on MacKinnon-Haug-Michelis (1999)
Como se observa en la tabla de arriba, los resultados de la aplicación del test indican que
para los distintos casos del test de Johansen se encuentra evidencia de que existe al menos
un vector de cointegración por lo que se puede concluir que el PIB per cápita de los 4
países andinos sí cointegran.
Ello es evidencia que existe un proceso de convergencia de dicho indicador entre los 4
países miembros. Ello significa que en los años analizados, por acción de la vecindad
geográfica, del intercambio comercial, del marco normativo de la CAN se está produciendo
una transformación en los mercados nacionales. Habrían empezado a operar en la dirección
de un mercado amplio, comunitario.
A continuación se reproduce dicho ejercicio para el caso de los salarios medios reales20.
Como se ha señalado se ha trabajado con los índices de dichos salarios cuya data es anual.
20
Por convención, la denotación de salario real supone que se ha descontado el efecto inflacionario. Es decir
se trata de un salario de igual capacidad adquisitiva que su precedente y su consecuente. Permite analizar las
series o tendencias de salarios en términos de su poder de compra en sus mercados locales.
12
Salario medio real (1980-2009. Expresado en Índice, 2000 = 100)
Fuente: CEPALSTAT
http://websie.eclac.cl/sisgen/ConsultaIntegrada.asp?idAplicacion=1&idTema=8&idioma=
Elaboración: Propia
Como ya se ha mencionado, en primer lugar, se debe comprobar que las series de salarios
medios reales de los países andinos sean integradas de orden 1 para poder hacer el análisis
de cointegración:
Título
País
t estadístico
Valor crítico
(99% confianza)
Colombia
-1.709484
-4.309824
Perú
-1.825149
-4.323979
Como se puede apreciar, para todos los casos se acepta la hipótesis nula que implica que
existe raíz unitaria por lo que las series serían I (1).
Adicionalmente, se analizarán las raíces del polinomio característico y la raíz inversa del
polinomio autorregresivo del VAR:
13
Raíces del polinomio característico
Raíz
Modulus
0.946370
0.739491 - 0.241781i
0.739491 + 0.241781i
0.063092 - 0.770278i
0.063092 + 0.770278i
-0.511172
0.946370
0.778013
0.778013
0.772858
0.772858
0.511172
Ninguna raíz permanece fuera del círculo unitario
VAR satisface la condición de estabilidad
Como se observa, todos los valores de la columna Modulus son menores a 1 lo que indica
que todos caen dentro del círculo unitario. Esto implica que el sistema es estable y
estacionario; si uno de estos hubiera sido mayor a 1 el sistema sería inestable. Similar
comentario
Raíz inversa del polinomio autorregresivo del VAR
Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial
1.5
1.0
0.5
0.0
-0.5
-1.0
-1.5
-1.5
-1.0
-0.5
0.0
0.5
1.0
1.5
Tal como se aprecia en el gráfico anterior, todos los valores se encuentran dentro del
círculo lo cuál confirma el resultado anterior de que el sistema es estable. Por otro lado, se
14
puede notar que hay valores que se encuentran cercanos a la unidad lo que indica que existe
una tendencia común y se debería encontrar que hay cointegración.
A continuación, se determinará el número óptimo de rezagos para aplicar el test de
Johansen:
Determinación del número óptimo de rezagos
Lag
LogL
LR
FPE
AIC
SC
HQ
0
1
2
3
-251.4895
-178.2133
-176.5939
-167.0990
NA
130.2688
2.639022
14.06651*
489583.8
2897.247
3479.558
2352.432*
18.77700
13.64543
13.82177
13.41474*
18.87299
13.93339*
14.30171
14.08666
18.80554
13.73105
13.96448
13.61454*
* indicates lag order selected by the criterion
LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level)
FPE: Final prediction error
AIC: Akaike information criterion
SC: Schwarz information criterion
HQ: Hannan-Quinn information criterion
Para determinar el número óptimo de rezagos se usará el criterio de Schwarz dado que es el
más estricto de todos. Tal como se observa en la tabla, el número óptimo de estos es de 1.
Finalmente, se procede a aplicar el test de cointegración de Johansen y se obtienen los
siguientes resultados:
Resultados del test de Johansen
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized
No. of CE(s)
Eigenvalue
Trace
Statistic
0.05
Critical Value
Prob.**
None *
At most 1
0.303035
0.082652
12.52408
2.415507
12.32090
4.129906
0.0462
0.1419
Trace test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
15
Como se observa en la tabla de arriba, los resultados de la aplicación del test indican que
existe un vector de cointegración entre las variables analizadas –los índices de los salarios
medios reales- por lo que se puede concluir que estas sí cointegran.
Dicho resultado está aportando evidencias que la tendencia de los salarios medios reales
entre Perú y Colombia se encuentran en una tendencia convergente.
A continuación se aplicó el test para el caso de la tasa anual de desempleo para los 3 países
con mayor información disponible. Al respecto, este indicador es el que reportan los países
de acuerdo con la medición oficial en cada caso21.
Tasa anual de desempleo (1981-2009)
Fuente: CEPALSTAT
http://websie.eclac.cl/sisgen/ConsultaIntegrada.asp?idAplicacion=1&idTema=8&idioma=
Elaboración: Propia
21
La información de Bolivia está referida al área urbana. El dato de 2004 con base en la encuesta realizada
entre noviembre de 2003 y octubre de 2004. Nueva medición a partir de 2009 no comparable con años
anteriores. Para Colombia la información se refiere a las 13 áreas metropolitanas. Incluye desempleo oculto.
En el caso de Ecuador, la información proviene del ámbito nacional urbano, 2000 (noviembre), 2001 (agosto)
y 2003 (diciembre). A partir de 2004 promedio de 4 trimestres. Para Perú la información de referencia
proviene de Lima Metropolitana. Nueva medición a partir de 2002; datos no comparables con años anteriores.
16
Al igual que en los casos anteriores, en primer lugar, se debe comprobar que las series de la
tasa de desempleo de los países andinos sean integradas de orden 1 para poder hacer el
análisis de cointegración:
Resultados del test ADF
País
t estadístico
Valor crítico
(99% confianza)
Bolivia
-2.331281
-4.323979
Colombia
-2.914266
-4.33933
Perú
-3.927015
-4.309824
Como se puede apreciar, para todos los casos se acepta la hipótesis nula que implica que
existe raíz unitaria por lo que las series serían I (1). Q implica en términos laborales esto?
Adicionalmente, se analizarán las raíces del polinomio característico y la raíz inversa del
polinomio autorregresivo del VAR:
Raíces del polinomio característico
Raíz
Modulus
0.841118 - 0.322079i
0.841118 + 0.322079i
0.293133 - 0.726320i
0.293133 + 0.726320i
-0.593022 - 0.380636i
-0.593022 + 0.380636i
0.436461 - 0.310332i
0.436461 + 0.310332i
-0.488843
0.900674
0.900674
0.783242
0.783242
0.704669
0.704669
0.535541
0.535541
0.488843
Ninguna raíz permanece fuera del círculo unitario
VAR satisface la condición de estabilidad
Como se puede apreciar, todos los valores de la columna Modulus son menores a 1 lo que
indica que todos caen dentro del círculo unitario. Esto implica que el sistema es estable y
estacionario; si uno de estos hubiera sido mayor a 1 el sistema sería inestable.
17
Raíz inversa del polinomio autorregresivo del VAR
Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial
1.5
1.0
0.5
0.0
-0.5
-1.0
-1.5
-1.5
-1.0
-0.5
0.0
0.5
1.0
1.5
Tal como se aprecia en el gráfico anterior, todos los valores se encuentran dentro del
círculo lo cuál confirma el resultado anterior de que el sistema es estable. Por otro lado, se
puede notar que hay valores que se encuentran cercanos a la unidad lo que indica que existe
una tendencia común y se debería encontrar que hay cointegración.
A continuación, se determinará el número óptimo de rezagos para aplicar el test de
Johansen:
Determinación del número óptimo de rezagos
Lag
LogL
LR
FPE
AIC
SC
HQ
0
1
2
3
-159.6510
-126.6188
-114.7658
-108.3458
NA
55.90060
17.32364*
7.901524
54.49439
8.642941
7.175793*
9.520553
12.51162
10.66299
10.44352*
10.64199
12.65678
11.24365*
11.45968
12.09364
12.55342
10.83020
10.73614*
11.06001
* indicates lag order selected by the criterion
LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level)
FPE: Final prediction error
AIC: Akaike information criterion
SC: Schwarz information criterion
HQ: Hannan-Quinn information criterion
18
Para determinar el número óptimo de rezagos se usará el criterio de Schwarz dado que es el
más estricto de todos. Tal como se observa en la tabla, el número óptimo de estos es de 1.
Finalmente, se procede a aplicar el test de cointegración de Johansen y se obtienen los
siguientes resultados:
Resultados del test de Johansen
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized
Trace
0.05
No. of CE(s)
Eigenvalue
Statistic
Critical Value
Prob.**
None *
0.741834
50.86669
35.19275
0.0005
At most 1
0.265633
14.30452
20.26184
0.2690
At most 2
0.198323
5.968352
9.164546
0.1932
Trace test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Como se observa en la tabla de arriba, los resultados de la aplicación del test indican que
existe un vector de cointegración entre las variables analizadas por lo que se puede concluir
que estas si cointegran.
El primer test aplicado está indicando que las tasas de desempleo de los 3 países miembros
se encuentran en una trayectoria de convergencia. Para responder si dicha tendencia es la
misma entre pares de países, se procedió a aplicar el siguiente test.
Test de Engle y Granger
Al respecto y con el fin de evaluar la convergencia –por lo demás, ya encontrada con el
resultado del primer test- se empleará una metodología, similar a la empleada por Cermeño
y Llamosas (2000) y que como señalan los autores es una adaptación de Engle y Granger
(1987). La metodología consiste en estimar el siguiente modelo econométrico para luego
19
analizar el error y en caso este sea estacionario se puede concluir que efectivamente existe
convergencia entre el indicador analizado, en este caso las tasas de desempleo de los 3
países ya señalados.
Para que exista convergencia absoluta, el valor de  debería ser igual a 1 y el de la
constante  igual a 0, caso contrario sólo se tendrá convergencia condicional22.
En el caso específico de este estudio las variables –provenientes de la misma data del
ejercicio anterior- serán las siguientes:
= tasa de desempleo del país i del cual se quiere evaluar la convergencia con respecto al
país j y al país k
= tasa de desempleo del país j
= tasa de desempleo del país k
En primer lugar, se procedió a estimar el modelo econométrico especificado en la parte
metodológica para cada uno de los países analizados (Bolivia, Colombia y Perú) y luego se
analizó el error mediante el test de Dickey- Fuller Aumentado (ADF) para comprobar si es
que existe convergencia o no. A continuación se muestran los resultados obtenidos:
Resultados del test de Engle-Granger
(Perú contra Bolivia y Colombia)
País
Colombia
Bolivia
T estadístico del error
Beta
0.180097
-0.157311
Valor crítico
(95% confianza)
-4.161674
-1.953381
Resultados del test de Engle-Granger
(Colombia contra Perú y Bolivia)
País
Perú
Bolivia
22
T estadístico del error
Beta
0.888753
0.597821
Valor crítico
(95% confianza)
-2.215952
-1.953381
Como se deriva de su definición, una situación de convergencia absoluta denota mayor fuerza de dicha
tendencia. Se trataría, en dicho caso, de un proceso sostenible. En términos de políticas laborales y de empleo,
dicho resultado estaría evidenciando la conformación de un solo mercado.
20
Resultados del test de Engle-Granger
(Bolivia contra Perú y Colombia)
País
Colombia
Perú
T estadístico del error
Beta
0.246999
-0.320742
Valor crítico
(95% confianza)
2.875174
-1.953381
Como se puede apreciar, para todos los casos se acepta la hipótesis alternativa de que el
error es estacionario por lo que se puede concluir que sí existe convergencia tal como el test
de Johansen había señalado anteriormente.
En resumen, tras la aplicación de los test de cointegración y de equilibrio se encontraron los
siguientes hallazgos:
-
En el caso de las series del PBI per cápita (1960 – 2009), el test aplicado para los 4
países miembros evidencia que hay convergencia.
-
En el caso de la serie de remuneraciones medias (1980 – 2009), si bien aplicada sólo
para Colombia y Perú, también se evidencia una trayectoria de convergencia.
-
En relación con la tasa anual de desempleo para el periodo analizado (1981-2009)
en Bolivia, Colombia y Perú, se encuentra convergencia de dicho indicador. Sin
embargo, esta es sólo parcial o condicional más no absoluta. Adicionalmente, se
puede decir que los países que presentarían un mayor grado de convergencia, en
este indicador, son Perú y Colombia.
Implicancias de la convergencia laboral en la Comunidad Andina
Los resultados del test de convergencia están indicando que los indicadores relevantes del
mercado de trabajo de los países miembros vienen confluyendo en el tiempo,
particularmente la tasa de desempleo abierto. Igualmente el crecimiento del PBI per cápita
evidencia una trayectoria, también, de confluencia.
21
En general los estudios de convergencia permiten identificar si las economías locales/
nacionales empiezan a mostrar más interrelaciones entre ellas y si están en la dirección de ir
operando como un mercado. Esto permite, “evaluar” si la apuesta integradora muestra
evidencias sostenibles que descansan en cambios en la configuración y operación de los
mercados.
Cabe mencionar que los países miembros de la CAN tienen características estructurales de
mercado laboral muy parecidas. Cuentan, por ejemplo, con una participación importante de
trabajo autónomo e independiente. Ello se refleja en que el trabajo asalariado, por ejemplo,
resulte una proporción menor de la PEA si se le compara con el Cono Sur. Así, de acuerdo
con el Panorama Laboral de la OIT 201023, Bolivia registraba en el 2006, 49,4% de la PEA
registrada como asalariada. En el 2009, en el caso de Colombia era un 46,1%, en Ecuador
un 56,0% y en Perú un 56,2%.
La confluencia en los indicadores laborales, ya señalada, contaría con varios elementos que
la estaría explicando. Una primera, sería el set de políticas laborales y de empleo que los
diferentes países miembros han venido aplicando: relacionadas con los servicios públicos
de empleo, capacitación de la mano de obra, por ejemplo. De otro lado, en relación con el
salario mínimo, independientemente de las diferencias en la periodicidad de sus reajustes,
en los 4 países se ha observado una recuperación en la capacidad adquisitiva de dicho
salario desde el año 2000 en adelante. Incluso, por encima, de las remuneraciones medias24.
En segundo término, se encuentra el impacto de las políticas económicas en el mercado de
trabajo, el cual resulta influido / mediado por la dotación relativa de sus factores de
producción y de sus recursos naturales. Los países miembros de la CAN están asentados en
una base “extractivista” lo cual, en la coyuntura actual, les ha generado mejorías en sus
términos de intercambio, acumulación de reservas internacionales, más recursos fiscales
23
Más información disponible en http://www.oit.org.pe/1/wp-content/uploads/2011/01/PL2010.pdf. La
semejanza en condiciones estructurales iniciales supondría menos dispersión local en los impactos de políticas
económicas y sociales de carácter regional. En consecuencia, se debiera esperar mayor disposición a
incorporarlas.
24
Ver al respecto OIT, Panorama Laboral.
22
que, sin embargo, los enfrenta al desafío de la transformación productiva hacia una
economía con mayor nivel de valor agregado como el medio para imprimir mayor
sostenibilidad a su ciclo económico expansivo y para ampliar las oportunidades de empleo
de calidad a su población.
En tercer lugar, los países miembros se han encontrado entre aquellos con mayor salida de
migrantes hacia los países del Norte. Ello ha significado una disminución de la oferta
interna de mano de obra y una fuente de ingresos para el país en atención a las remesas de
los migrantes. Al respecto, hacia el 2006 ellas significaban el 9% del PBI para el caso de
Bolivia, el 3% para Colombia y Perú y el 8% para el caso del Ecuador25. Si a la importante
migración internacional se le adiciona el cambio en el perfil demográfico de la población
andina se encuentran cambios –en el mismo sentido- en la composición de la PEA actual y
futura.
La concurrencia de los elementos referidos si bien abona en el proceso de acercamiento de
los indicadores laborales genera una oportunidad para una mayor aceptación local de las
políticas sociales y económicas de contenido regional, por ejemplo, para la agenda social
andina. Ésta –plasmadas en Decisiones- puede acelerar dicho proceso, ayudando a
disminuir las asimetrías institucionales entre los países miembros, además de sus efectos en
el mercado laboral a través de su influencia en la dinámica de los mercados de bienes y
servicios.
Sin duda que lo anterior pone en el centro de la discusión la relevancia de la convergencia
de los indicadores laborales en una apuesta integradora como la CAN. La expresión mayor
de ella, a no dudar, es la integración de los mercados en uno de corte regional. Es decir, en
la operación –en este caso- de un mercado de trabajo comunitario. La convergencia debe
ayudar a ello ya que reflejando la similitud en el comportamiento de los países facilita el
tránsito hacia la libre movilidad del trabajo.
25
Ver al respecto FIDA, en http://www.ifad.org/events/remittances/maps/latin.htm
23
Los países miembros, por ello, debieran aceptar el reto de acelerar la operación de un
mercado laboral andino. La convergencia encontrada y las características estructurales de
los mercados locales debieran ser suficiente evidencia para dejar en segundo plano la
suspicacia en relación con una eventual sustitución o desplazamiento de mano de obra
local. Más bien, la operación de un mercado de trabajo regional debiera abonar en la
complementariedad de la distribución de la mano de obra.
Un acelerador de dicho proceso –que hasta la fecha habría contado mayormente con el
“impulso” del mercado- sería la aprobación del reglamento de la Decisión 545. Si se
produce el consenso entre los países miembros, se dará lugar al nacimiento del mercado de
trabajo andino en tanto la legislación laboral local será de aplicación a todo ciudadano de la
región. En esa dirección vienen operando varias de las iniciativas comunitarias 26 pero que
requieren de ese cambio en la institucionalidad laboral andina para su plena efectividad.
Si bien hay espacios de representación de los sectores empresariales y laborales a nivel
regional, se requiere un mayor involucramiento y presencia de ellos en espacios e
iniciativas conducentes a facilitar la operación del mercado laboral comunitario. Podría
pensarse en esquemas de actuación tripartito con el objeto, además, de ir generando mayor
soporte social a las decisiones regionales y de disminuir incertidumbres entre los actores
laborales, básicamente.
Bibliografía
Banco Mundial, http://datos.bancomundial.org/
CEPAL, CEPALSTAT,
Cermeño, R., & Llamosas, I. (2000). Convergencia del PIB per cápita de 6 países
emergentes con Estados Unidos: un análisis de cointegración. EconoQuantum. Vol4 Nro1.
26
En dicha situación se encuentran los proyectos vinculados con el PIDS, tanto el CESCAN como el de los
proyectos socio laborales. Ver al respecto http://www.comunidadandina.org/normativa/dec/D601.htm,
http://www.comunidadandina.org/camtandinos/Documentos/Doc/InformeGestionPresidenciaCAMT(20092010).doc, http://www.comunidadandina.org/camtandinos/DefaultG.asp?Var=24
24
Engle, R., & Grangel, C. (1987). Cointegration and Error Correction: representation,
estimation and testing. Econometrica , 251-276.
Fernández Macho, González, Moral y Virto (1999 y 2001), Cointegracion y
convergencia en la Unión Europea. Versión resumida disponible en
http://www.et.bs.ehu.es/~etpfemaj/pdfs/cycelue.pdf
Johansen, S., & Juselius, K. (1990). Maximum Likelihood Estimation and Inference on
Cointegration - with Applications to the Demand for Money. Oxford Bulletin of Economics
and Statistics , 169-210.
Socas, Jaime L. “Áreas monetarias y convergencia macroeconómica en la Comunidad
Andina” en Revista BCV • Vol. XVII, N° 2. Caracas, julio-diciembre 2003, pp. 127-140.
25
Anexo N° 1
1960
1961
1962
1963
1964
1965
1966
1967
1968
1969
1970
1971
1972
1973
1974
1975
1976
1977
1978
1979
1980
1981
1982
1983
1984
1985
1986
1987
1988
1989
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
PIB per cápita (US$ a precios corrientes)
Bolivia
Colombia
Ecuador
Perú
168.011
252.458
227.565
252.104
178.756
276.113
214.222
276.077
191.160
292.494
203.662
304.004
201.294
276.526
214.175
323.546
221.762
332.469
231.469
380.313
242.487
312.732
240.493
438.270
259.213
285.374
251.533
504.081
276.247
291.227
267.209
496.935
226.278
292.598
276.957
447.522
234.560
308.189
299.904
487.165
241.495
337.456
280.434
548.344
253.854
357.693
263.350
594.718
284.389
387.377
305.040
641.107
278.678
449.163
397.858
745.954
452.175
527.951
585.154
914.541
505.247
546.464
673.149
1,082.374
560.279
625.500
799.619
995.728
646.105
775.664
946.253
888.564
734.684
905.563
1,033.031
739.277
844.429
1,062.857
1,237.980
920.245
847.175
1,242.040
1,494.250
1,192.327
1,076.006
1,323.175
1,707.024
1,405.293
999.903
1,385.990
1,568.544
1,363.349
948.854
1,347.739
1,294.978
1,026.236
1,056.759
1,302.676
1,283.662
1,040.064
901.395
1,163.277
1,300.752
964.814
649.188
1,140.707
1,104.190
900.040
693.612
1,163.148
950.610
1,170.350
721.281
1,228.717
927.682
592.749
723.321
1,214.458
948.652
964.720
729.712
1,212.940
1,007.538
1,207.490
782.721
1,218.271
1,079.448
1,554.799
807.715
1,426.527
1,116.360
1,592.766
801.844
1,587.435
1,372.490
1,508.811
817.335
2,282.225
1,659.678
1,909.703
897.248
2,537.176
1,771.378
2,241.719
966.935
2,617.173
1,833.357
2,293.086
1,014.129
2,823.296
2,004.893
2,389.227
26
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
PIB per cápita (US$ a precios corrientes)
Bolivia
Colombia
Ecuador
Perú
1,064.710
2,562.307
1,943.077
2,251.870
1,016.800
2,206.572
1,373.548
2,011.444
1,009.677
2,364.753
1,294.983
2,049.302
959.099
2,297.132
1,704.112
2,043.832
912.701
2,263.846
1,972.400
2,121.144
914.770
2,196.924
2,241.823
2,261.154
973.803
2,683.661
2,526.613
2,536.614
1,039.976
3,358.493
2,846.846
2,851.893
1,224.295
3,714.643
3,163.153
3,275.975
1,377.511
4,684.133
3,432.019
3,770.535
1,720.042
5,404.863
4,056.388
4,477.246
1,758.110
5,055.746
4,201.759
4,345.431
Indicador: PIB per cápita (US$ a precios corrientes)
El indicador está en unidades de dólar. Por ejemplo, para el caso del Perú, en el 2009 el PIB per cápita ascendía a
USD 4,345. Son decimales los números a su derecha.
Descripción: El PIB per cápita es el producto interno bruto dividido por la población a mitad de año. El PIB es la
suma del valor agregado bruto de todos los productores residentes en la economía más todo impuesto a los productos,
menos todo subsidio no incluido en el.
Fuente: Datos sobre las cuentas nacionales del Banco Mundial y archivos de datos sobre cuentas nacionales de la
OCDE.
Fuentes: Indicadores del desarrollo mundial
ANEXO N° 2
Tasa de desempleo abierto (% de la PEA)
(Tasa anual media)
1980
1981
1982
1983
1984
1985
1986
1987
1988
1989
1990
1991
1992
1993
1994
Perú
7.10
6.80
6.60
9.00
8.90
10.10
5.30
4.80
7.10
7.90
8.30
5.90
9.40
9.90
8.80
Colombia
10.00
8.70
9.40
11.10
13.20
13.90
13.50
11.80
11.30
10.00
10.50
10.20
10.20
8.60
8.90
Bolivia
Ecuador
5.90
8.20
8.50
6.90
5.80
7.00
7.20
11.60
9.90
7.30
5.80
5.40
5.80
3.10
8.50
8.90
8.90
7.80
27
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
Perú
8.20
8.00
9.20
8.50
9.20
8.50
9.30
9.40
9.40
9.40
9.60
8.50
8.40
8.40
8.40
Colombia
8.80
11.20
12.40
15.30
19.40
17.30
18.20
18.10
17.10
15.80
14.30
13.10
11.40
11.50
13.00
Bolivia
3.60
3.80
4.40
6.10
7.20
7.50
8.50
8.70
9.20
6.20
8.10
8.00
7.70
6.70
7.90
Ecuador
7.70
10.40
9.30
11.50
14.40
9.00
10.90
9.20
11.60
9.70
8.50
8.10
7.40
6.90
8.50
Fuente: CEPALSTAT
http://websie.eclac.cl/sisgen/ConsultaIntegrada.asp?idAplicacion=1&idTema=8&idioma=
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