Estimación de la evolución de un índice de los verdaderos riesgos

Estimación de la evolución
de un índice de los «verdaderos»
riesgos laborales no sesgado
por la composición ocupacional:
una aplicación para las regiones
españolas
ÁNGEL MARTÍN ROMÁN*
ALFONSO MORAL DE BLAS**
1. MOTIVACIÓN Y OBJETIVO
L
os costes económicos de la siniestralidad laboral son inmensos. En una
referencia que ya se ha convertido en
clásica (Krueger, 1990), se señala que en un
año típico en los Estados Unidos se pierden
más de cincuenta veces más jornadas laborales por motivo de los accidentes laborales que
por las huelgas. Para el caso español, MartínRomán y Moral de Blas (2005a), llevan a cabo
un cálculo similar para el sector industrial de
un conjunto de Comunidades Autónomas en
el periodo 1999-2002, encontrando unas
cifras algo más modestas que en el caso nor-
* Universidad de Valladolid.
** Universidad de Valladolid.
teamericano, pero en cualquier caso muy elevadas. En todas estas Comunidades Autónomas se pierden más jornadas por bajas debidas a siniestros laborales que por huelgas, en
muchos casos diez veces más y en el caso más
llamativo veintisiete veces más. Además, en
un informe realizado por Comisiones Obreras
(CC.OO., 2004) se ha calculado que el coste de
los accidentes laborales en España ascendió a
11.988 millones de euros de 2002, lo que significa un 1,72% del Producto Interior Bruto
de dicho año 20021.
1
Para llevar a cabo dicho cálculo, se consideran tanto los costes explícitos como la estimación de un conjunto de costes implícitos, además de las sanciones de la
Inspección de Trabajo. Los detalles se pueden consultar
en CC.OO. (2004).
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INFORMES Y ESTUDIOS
La magnitud de estos números justificaría
un análisis minucioso de la siniestralidad
laboral desde una perspectiva eminentemente económica. La economía se ha mostrado
muy capaz de estudiar fenómenos sociales
que en una visión estrecha de esta ciencia
social parecerían estar fuera de los límites de
ella. Además, la ciencia económica se ha
caracterizado por generar importantes avances en el conocimiento de los fenómenos sociales a través de un intenso uso de herramientas estadísticas y econométricas. Algunas de
ellas permiten deslindar los diferentes efectos que habitualmente concurren simultáneamente en los datos agregados. El presente
trabajo es una contribución en esa línea de
investigación de un fenómeno social, que
aunque ciertamente poliédrico, se abordará
desde una perspectiva económica y utilizando
los métodos de los economistas.
Siguiendo este razonamiento, hay que
apuntar que el análisis de la siniestralidad
laboral desde un punto de vista esencialmente económico goza de una gran tradición en
Norteamérica desde hace más de treinta
años. La producción científica en este campo
de estudio en Estados Unidos y Canadá posee
ya un importante volumen. Para revisar este
tipo de bibliografía –sin ánimo de ser exhaustivos– se pueden consultar los trabajos de
Fortín y Lanoie (2001) y Shapiro (2000). En
España, también se han publicado trabajos
sobre la accidentalidad laboral aunque son
menos numerosos. Además se han concentrado en el estudio de la contratación temporal y
sus efectos en la accidentalidad laboral. En
esta línea se encuentran los trabajos de Pita y
Domínguez (1998), Amuedo (2002), Guadalupe (2003) y Hernanz y Toharia (2004). Un trabajo que analiza la cuestión desde una perspectiva muy amplia es García y Montuenga
(2004). Un artículo reciente que estudia el
comportamiento cíclico de la siniestralidad
laboral es Martín-Román (2006).
En otro orden de cosas, en los análisis
económicos regionales las comparaciones
entre las diferentes Comunidades Autóno-
170
mas son muy comunes. El objetivo de estas
comparaciones es averiguar la posición que
ocupa una región dentro del conjunto nacional para, eventualmente, establecer medidas
de política económica. De este modo, por
ejemplo, si la tasa de desempleo de una
región está muy por encima de la de las otras
regiones, los responsables de política económica podrían intensificar las políticas activas
de empleo. En este sentido hay que apuntar
que utilizar los índices de siniestralidad laboral agregados publicados en la Estadística de
Accidentes de Trabajo (EAT) para medir y
comparar los riesgos laborales de las diferentes regiones no es muy correcto. Esto es así
porque esos índices son muy sensibles a la
composición ocupacional de la población
empleada. Y dicha estructura ocupacional es
muy diferente en las distintas Comunidades
Autónomas españolas y, lo que es más importante, ha cambiado significativamente en los
últimos años. La presente investigación pretende elaborar unos índices de siniestralidad
más homogéneos y corregidos del sesgo ocupacional para establecer cómo han evolucionado los riesgos laborales en Castilla y León
dentro del conjunto de las regiones españolas.
Como se apunta en Dorman (1994, p. 14),
las estadísticas sobre seguridad ocupacional
pueden oscilar debido cambios reales en la
seguridad en el puesto de trabajo, pero pueden también fluctuar debido a los cambios en
la composición ocupacional de la economía.
Algunos tipos de trabajos son significativamente más seguros que otros y, con el tiempo,
los trabajos más seguros pueden haber agrupado más trabajadores que los menos seguros. Incluso sin que se produzca ningún cambio en el nivel de seguridad de cada tipo de
trabajo, esta clase de cambios ocupacionales
tendrá el efecto de provocar la apariencia de
que la seguridad en el puesto de trabajo ha
mejorado. Para medir la evolución de los ‘verdaderos’ riesgos laborales en el sentido de
Dorman (1994) es necesario controlar este
tipo de efectos. Siguiendo este espíritu, pero
con una estrategia empírica diferente de la de
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Dorman (1994) en el presente trabajo se construyen unos índices de siniestralidad laboral
que pretenden evitar este tipo de objeciones.
El resto del artículo se organiza como
sigue. En el siguiente apartado se explica la
metodología y la fuente de datos utilizada
para lograr los principales resultados. En el
apartado 3, se presentan y se comentan
dichos resultados referidos al conjunto nacional. En el apartado 4 se comentan los principales hechos estilizados observados en cada
una de las diecisiete Comunidades Autónomas españolas. Para finalizar, en el apartado
5, se redactan las conclusiones más importantes alcanzadas.
2. FUENTE DE DATOS Y METODOLOGÍA
En este apartado, se explica cómo se obtienen los índices de siniestralidad laboral
regionales que descuentan el efecto de la
estructura sectorial y que se denominarán
virtuales. El punto de partida es la construcción de un modelo econométrico que explique
la tasa de crecimiento de los accidentes laborales. Este modelo permitirá reconstruir las
series de accidentes y calcular esos índices
virtuales. El procedimiento utilizado se
encuentra en la línea de los trabajos realizados por Stockman (1988), Costello (1993) o
Marimon y Zilibotti (1999), aunque ninguno
de ellos utiliza la metodología para estudiar
el tema de la siniestralidad laboral.
2.1. Base de datos
Los datos utilizados provienen de la EAT.
La principal serie que se emplea es la denominada ‘Accidentes de trabajo con baja según
gravedad, por sector y rama de actividad’. Se
ha seleccionado esta serie porque proporciona los datos con una desagregación conveniente y con un desglose por Comunidades
Autónomas. Hay que hacer notar dos cuestiones relativas a los datos. En primer lugar,
existe un cambio metodológico en la clasificación de ramas de actividad. Esta clasificación
pasa de ser la CNAE 74, aplicable hasta 1992,
a la CNAE 93. En segundo lugar y debido al
alto grado de desagregación, aparecen valores excesivamente bajos (en muchos casos
nulos) del número de accidentes para la desagregación a dos dígitos de algunas ramas.
Para solucionar estos problemas se toman
dos medidas. Por un lado se realiza una agregación de actividades que reduce las 44
ramas iniciales a solo 9 grupos de actividad
(AC, IP, IM, IC, CO, CR, TC, BS y SS)2. Por
otro, se agrupan los accidentes graves y los
mortales en un solo grupo. De esta manera se
consigue, por un lado, homogeneizar los grupos de actividades entre los años anteriores y
posteriores al cambio metodológico de la
CNAE, y por otro, se obtienen datos no nulos
que nos permiten realizar un adecuado análisis econométrico.
La base de datos utilizada abarca desde
1988 hasta el año 2002 (ambos incluidos). Se
trata de un periodo de 15 años en el que los
cambios en la estructura ocupacional pueden
generar importantes efectos sobre las
estadísticas de siniestralidad laboral. A partir de 2003 la EAT experimenta cambios
metodológicos en las preguntas del cuestionario utilizado para su elaboración. Aunque
estos cambios no son demasiado profundos,
se ha preferido mantener la mayor homogeneidad de los años previos como referencia
para esta investigación y por ello se restringe
el periodo de estudio a los años ya citados.
2.2. Metodología
De acuerdo con la teoría econométrica, y
en la línea de lo desarrollado por Neter et al.
(1990), el análisis de la varianza permite des-
En el primer apartado del apéndice aparecen los
detalles concretos de esta agregación, así como la denominación concreta de cada uno de los grupos de actividad.
2
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componer la suma total de cuadrados de un
modelo en la suma de cuadrados que explica
la regresión y la referida a los errores. Esa
suma de cuadrados de la regresión se puede
dividir en la suma referida a cada factor individual y la que se debe a cada una de las interacciones que se puedan producir entre ellos.
Estas descomposiciones son las que proporcionan los factores e interacciones susceptibles de formar parte del modelo.
La variable dependiente utilizada en este
trabajo es la tasa de crecimiento de los accidentes laborales (a). Para explicar su evolución a lo largo del tiempo se lleva a cabo un
análisis estadístico que permitirá descomponer esa variable en la suma de una serie de
factores, y a posteriori, determinar los que
tienen relevancia en el modelo. El primero de
ellos, el factor regional r, tomará 17 valores
distintos, uno por comunidad autónoma. El
segundo factor es el sectorial s, éste presenta
9 niveles distintos, tantos como grupos de
actividades económicas. Por último aparece
el factor temporal t, estará representado por
14 categorías, una por cada año. Eventualmente en esa suma también se incluyen las
posibles interacciones que puedan existir
entre los factores anteriores. Así por ejemplo,
la interacción entre región y año rt, la interacción entre sector y año st, la referida a la
región y el sector rs y finalmente la interacción entre los tres factores rst. Formalmente
esto se puede expresar como indica la expresión (1):
aijk = c + ri + s j + t k + rsij + rtik + st jk + rst ijk (1)
donde, por lo tanto, aijk será la tasa de crecimiento de los accidentes cuando se está en la
región i (i = 1,..., 17), en la rama de actividad
j (j = 1,..., 9) y en el año k (k = 1,..., 14) y c es el
término independiente y representa una tasa
de crecimiento media independiente de la
actividad, de la región o del año considerado.
Una vez calculados los correspondientes test
de selección de factores de acuerdo a lo detallado en el apéndice, se comprueba que sólo
son relevantes los efectos s y t, y las interac-
172
ciones rt y st, de modo que el modelo relevante podría expresarse como recoge la expresión
(2):
aijk = c + s j + t k + rtik + st jk
(2)
La elaboración de las series virtuales de
accidentes corregidas del efecto sectorial es
bastante simple a partir de las estimaciones
que se han realizado. En primer lugar es
necesario elaborar las nuevas series de tasas
de crecimiento eliminando de (2) los factores
s y la interacción st, (debido a que incluyen el
efecto de la rama de actividad) tal y como se
indica en la expresión (3):
(3)
a virt
= c + t k + rtik
ijk
Tomando como base esas tasas de crecimiento virtuales de los accidentes se construyen, en primer lugar, la nueva serie de accidentes virtuales suponiendo constante la
estructura sectorial de 1988 (primer año de la
muestra), y en segundo lugar, unos nuevos
índices de incidencia de siniestralidad laboral como el cociente entre los accidentes virtuales (multiplicados por mil) y las personas
ocupadas sometidas al riesgo de accidente.
Estos índices de incidencia difieren de los oficialmente publicados en la EAT en el numerador, ya que los oficiales incluyen en el
numerador los accidentes realmente producidos3. Debido a que los efectos del cambio en la
estructura ocupacional sobre la siniestralidad laboral son eliminados en la construcción
de los índices virtuales, éstos se revelan como
unos mejores instrumentos para llevar a cabo
un análisis comparativo entre las regiones
españolas. En otras palabras, los índices virtuales son una herramienta más adecuada
para comparar la gestión de los verdaderos
riesgos laborales entre las diferentes Comunidades Autónomas. Esto es así porque se elimina el ‘ruido’ que la variación en la estruc-
3
Además hay que advertir que se han incluido dentro de los siniestros laborales los accidentes in itinere,
estos es aquellos producidos en el trayecto normal de
ida o vuelta del trabajo.
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tura ocupacional de las regiones introduce en
el análisis. Un ejemplo ayuda a comprender
esto mejor: si un sector muy peligroso –digamos el sector X– pierde peso relativo en el
conjunto del empleo y lo gana un sector
menos peligroso –llamémoslo sector Y– los
índices de incidencia de una economía tenderán a reducirse. Pero esa reducción no significa una reducción real de los riesgos laborales. En un análisis comparativo regional la
cuestión se complica si, como sucede en el
mundo real, la composición sectorial de la
mano de obra difiere entre las Comunidades
Autónomas consideradas. Así, las regiones
intensivas en la producción del sector X reducirán relativamente sus índices de accidentalidad laboral frente aquellas otras cuya producción se concentre en otros sectores. Pero
hay que tener claro que tal reducción sería un
mero efecto estadístico y no una reducción
real de los riesgos laborales.
3. PRESENTACIÓN E INTERPRETACIÓN
DE LOS RESULTADOS
En este apartado y en el siguiente se
comentan los principales resultados conseguidos a partir del análisis de los índices
construidos de acuerdo a la metodología detallada en la sección anterior4. Debido al elevado volumen de cifras obtenidas –que dificultan una clara interpretación de los hechos
estilizados más destacables– los detalles
anuales de los índices para las Comunidades
Autónomas se dejan, para ser consultados, en
el apéndice. Así, la información relativa a la
evolución de los índices reales y virtuales se
muestra en el cuadro A.4, en el caso de los
accidentes leves, y en el cuadro A.5, en el caso
de los accidentes graves y mortales. No obstante, en las figuras 1.1 hasta 1.18, se presenta toda esta información resumida gráfi-
4
El detalle regional de todos los índices y para todos
los años puede encontrarse en MARTÍN-ROMÁN y MORAL
DE BLAS (2005b) y está disponible previa solicitud a los
autores.
camente facilitando la identificación de regularidades empíricas. Así, se presenta para
cada región –y también para la media de todo
el conjunto de regiones– la evolución de los
cuatro índices de incidencia que se consideran en este trabajo. En las figuras, la leyenda
de las series de datos es la siguiente: IRL, se
refiere al índice real de los accidentes leves,
IVL, hace referencia al índice virtual de los
accidentes leves, mientras que IRG-M e
IVG-M son, respectivamente, los índices reales y virtuales de los accidentes graves y mortales.
Debido a que en la construcción de los índices virtuales se toma como punto de referencia la distribución sectorial de la ocupación en
1988 y, por lo tanto, es un dato común para
dicho índice y para el índice real, se ha decidido normalizar ambos índices a la unidad en
el año 1988 para facilitar las comparaciones a
lo largo del tiempo en cada una de las zonas
geográficas, así como entre las distintas
zonas o entre los distintos índices. La interpretación, pues, de la información contenida
en los citados cuadros A.4 y A.5 y en las figuras 1.1 hasta 1.18, por consiguiente, se debe
interpretar del siguiente modo: si, por ejemplo, el índice virtual en una determinada
región en 1998 es 1,4, se puede afirmar que se
ha producido un aumento de un 40% de los
riesgos laborales medidos a través de dicho
índice entre 1988 y 1998. El resto de los datos
se interpretarían de idéntica manera.
Adicionalmente, en el cuadro 1, se presentan ordenadas las 17 Comunidades Autónomas de acuerdo a su tasa de variación de los
cuatro índices entre el primer año considerado (1988) y el último (2002). Este cuadro es
un buen resumen de la evolución de los riesgos laborales con la medida convencional y
con la propuesta en este trabajo para medir
de forma más fidedigna los verdaderos riesgos asociados al trabajo.
Hay que advertir que el motivo de estudiar
los índices de incidencia de los accidentes
leves, por un lado, y los de los accidentes gra-
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Fuente: Elaboración propia a partir de los datos de la EAT.
Nota: ANDA (Andalucía), ARAG (Aragón), ASTU (Asturias), BALE (Baleares), CANA (Canarias),CANT (Cantabria), CASM (Castilla-La Mancha), CASL (Castilla y León), CATA (Cataluña),CVAL (Comunidad Valenciana), EXTR (Extremadura), GALI (Galicia), MADR (Madrid),MURC (Murcia), NAVA (Navarra),
PAVA (País Vasco), RIOJ (La Rioja). R (índices reales), V (índices virtuales).
TASA DE VARIACIÓN DE LOS ÍNDICES DE INCIDENCIA 1988-2002 DESAGREGADA POR COMUNIDAD AUTÓNOMA.
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ves y mortales, por otro, tiene su justificación
en la literatura económica sobre siniestralidad laboral. Es muy habitual en esta bibliografía hablar del llamado ‘efecto informe’.
Este concepto hace referencia a los cambios
que la propensión a informar de accidentes
por parte de los trabajadores puede provocar
sobre los índices de siniestralidad laboral. Es
un hecho ampliamente analizado y establecido –especialmente en la literatura económica
sobre el tema en Norteamérica– que los trabajadores cambian su comportamiento informador ante cambios en los incentivos económicos. Así, las modificaciones normativas
que otorgan o retiran derechos a los trabajadores, los cambios en la prestación económica
por accidente laboral o el propio estado
macroeconómico (por ejemplo, una mayor o
menor tasa de desempleo) pueden provocar
que ante un mismo acontecimiento objetivo
en unas ocasiones se declare un accidente de
trabajo y en otros casos no.
Algunos trabajos en los que expresamente
se plantea la cuestión del ‘efecto informe’
–sin la pretensión de hacer un listado completo– son Neumann y Nelson (1982), Chelius (1982), Butler y Worrall (1983), Ruser
(1985), Curington (1986), Nichols (1994),
Boone y Van Ours (2002) o Martín-Román
(2006). Este tipo de conducta puede generar
distorsiones estadísticas en las comparaciones a lo largo del tiempo. Debido a que los
cambios en la conducta informadora son más
susceptibles de producirse en los accidentes
leves que en los graves e indudablemente
imposible en el caso de los accidentes mortales, una estrategia empírica común ha sido
utilizar esta información para mensurar de
alguna forma el sesgo que introduce el cambio en el comportamiento informador. En
otras palabras, el procedimiento habitual ha
sido comparar los índices de incidencia de los
accidentes leves con los de los accidentes de
mayor gravedad. Por este mismo motivo, en
la presente investigación estudiamos de forma separada los índices de incidencia relativos a los accidentes leves y los índices de inci-
dencia referentes a los accidentes graves y
mortales.
Un indicador sintético que resume lo que
ha ocurrido en el conjunto del territorio
español se obtiene con los índices elaborados
para España5. En la figura 1.1, se muestra
esta evolución. Lo que reflejan los índices virtuales no es muy alentador. En ambos casos
(accidentes leves y accidentes graves y mortales) los riesgos laborales evolucionan de una
manera más adversa de lo que indicarían los
índices reales. Así, mientras el índice de incidencia real en el caso de los accidentes leves
señalaría un incremento del 18% de este tipo
de siniestros en 2002 con respecto a 1988, el
índice virtual revela que, si la estructura ocupacional se hubiese mantenido constante en
2002 con respecto a 1988, los siniestros laborales de carácter leve habrían aumentado un
51%. En otras palabras, los verdaderos riesgos laborales asociados a los accidentes leves
han aumentado más de lo que indicarían los
índices de incidencia reales de los accidentes
leves, dado que se ha producido una distribución de la mano de obra trabajadora hacia
ocupaciones más seguras. El detalle anual
pone de manifiesto un comportamiento procíclico de los índices que es mucho más evidente en el caso del índice real que en el del virtual6. En este sentido, el cambio ocupacional
parece producirse con especial intensidad en
los 1992 y 1993 (años de atonía económica),
en los cuales la divergencia entre los índices
reales y virtuales es más acusada. Además se
observa que los verdaderos riesgos laborales
asociados a los accidentes leves alcanzan un
máximo en el año 2000, reduciéndose durante los años 2001 y 2002.
No obstante, hay que advertir que estos índices
son una media no ponderada por la población trabajadora de los índices de las 17 Comunidades Autónomas,
por lo que podrían diferir ligeramente de la evolución de
las cifras para el conjunto nacional.
6
Puede consultarse MARTÍN-ROMÁN (2006) para profundizar en las relaciones entre el ciclo económico y la
siniestralidad laboral.
5
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FIGURA 1.1. ESPAÑA
FIGURA 1.2. AÑDALUCÍA
FIGURA 1.3. ARAGÓN
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FIGURA 1.4. ASTURIAS
FIGURA 1.5. BALEARES
FIGURA 1.6. CANARIAS
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INFORMES Y ESTUDIOS
FIGURA 1.7. CANTABRIA
FIGURA 1.8. CASTILLA-LA MANCHA
FIGURA 1.9. CASTILLA Y LEÓN
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FIGURA 1.10. CATALUÑA
FIGURA 1.11. COMUNIDAD VALENCIANA
FIGURA 1.12. EXTREMADURA
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INFORMES Y ESTUDIOS
FIGURA 1.13. GALICIA
FIGURA 1.14. MADRID
FIGURA 1.15. MURCIA
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FIGURA 1.16. NAVARRA
FIGURA 1.17. PAÍS VASCO
FIGURA 1.18. LA RIOJA
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INFORMES Y ESTUDIOS
Pero más preocupante son las conclusiones que se extraen del análisis de los índices
de los accidentes graves y mortales. El índice
de incidencia real de este tipo de accidentes
indica una fuerte reducción del 42% en este
tipo de siniestros laborales en el periodo considerado. Estos índices minimizan el problema asociado al denominado ‘efecto informe’ y
muestran un escenario bastante diferente al
que presentan los accidentes leves. El planteamiento que suele hacerse ante esta evidencia empírica es que, conforme se avanza en la
lucha contra la siniestralidad laboral y se
promueve la prevención de riesgos laborales,
por ejemplo mediante la promulgación de
legislación a tal efecto7, se han reducido los
accidentes de mayor gravedad pero se denuncian accidentes leves que antes no se denunciaban. Según esta visión de los hechos, las
medidas tomadas han conseguido reducir
efectivamente los accidentes graves y mortales, mientras que el aumento de la accidentalidad leve puede ser debida, en gran parte, al
‘efecto informe’. Sin embargo, la metodología
utilizada en el presente trabajo cuestiona ese
punto de vista. De acuerdo a los índices virtuales construidos, no existe ninguna reducción real de los riesgos laborales. Lo que ha
sucedido realmente es que se ha producido un
desplazamiento de los trabajadores hacia
puestos de trabajo menos peligrosos. Esta
reordenación ocupacional deprime los índices
de incidencia de los accidentes graves y mortales oficiales, pero se trata de un efecto esencialmente estadístico porque los riesgos laborales intrínsecos a cada puesto de trabajo no
se reducen. Más bien al contrario, parece que
aumentan. El índice virtual de los accidentes
graves y mortales reflejaría un aumento del
3% en este tipo de riesgos.
Es difícil precisar los motivos reales que
están detrás de la evolución de estos índices
virtuales, para lo cual sería necesario llevar a
7
Una prueba de ello es la de Prevención de Riesgos
Laborales y la reglamentación derivada de ella.
182
cabo una investigación ad hoc más profunda.
Algunas explicaciones tentativas que a veces
se han planteado son los mayores ritmos de
trabajo que imponen los empleadores o la utilización más intensiva de contratos de duración determinada. En cualquier caso, la conclusión importante que debe obtenerse es que
los riesgos laborales han estado evolucionando de forma más adversa de lo que se creía,
dado que esta creencia estaba fundamentada
en los índices publicados en la EAT, que presentan las limitaciones ya explicadas.
A partir de las estimaciones de lo que
hemos llamado verdaderos riesgos laborales
se puede hacer una evaluación de la incidencia de la Ley 31/1995, de 8 de noviembre, de
prevención de riesgos laborales. Hay que
advertir, no obstante, que esta evaluación no
es muy rigurosa debido a que no se controlan
otros factores que pueden covariar con los
índices de siniestralidad laboral. Pero en la
observación de los índices virtuales estimados se aprecia un fuerte aumento en el periodo 1996-2000 de los accidentes de carácter
leve, lo que podría parecer contradictorio con
la implementación de la Ley 31/1995. Una
explicación tentativa es que dicha ley puede
haber generado un nuevo marco institucional
que favorezca el reporte de accidentes laborales. En el caso de los accidentes graves y mortales no se aprecia ningún cambio significativo en los años de vigencia de la Ley 31/1995.
4. DETALLE REGIONAL
DE LOS RESULTADOS
Los índices de Andalucía se muestran en
la figura 1.2. Cualitativamente, el comportamiento de dichos índices es muy similar al
observado para el conjunto de la nación. En el
caso de los accidentes leves, sin embargo, el
índice real aumenta en el periodo considerado un 30,7%, mientras que los verdaderos
riesgos laborales aumentan un 42,1%. Esto
provoca una menor discrepancia entre ambas
medidas que en el conjunto de España.
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Además, como se aprecia en el cuadro 1,
Andalucía pasa de ser la sexta región en la
que más aumentan los accidentes leves a ser
la decimotercera cuando se emplean índices
virtuales. Con respecto a los accidentes graves y mortales, el índice real indicaría una
caída de aproximadamente unos 20 puntos
porcentuales en la incidencia de los accidentes de mayor gravedad de forma prácticamente constante desde 1992 hasta 2002. Pero
los riesgos laborales medidos con el índice
virtual reflejan un aumento de un 3,8% al
final del periodo. A pesar de estos datos, desde un punto de vista comparativo con otras
regiones españolas, Andalucía pasa de ser la
tercera región en la que menos se habían
reducido los accidentes laborales graves y
mortales a ocupar el puesto mediano de la
distribución de Comunidades Autónomas. En
resumen, Andalucía empeora en términos
absolutos sus cifras de siniestralidad laboral
grave y mortal cuando se mide con los índices
virtuales (cosa que, por otra parte, como se
muestra en el cuadro 1, ocurre con todas las
regiones al final del periodo) pero mejora su
posición relativa en la distribución regional
de la evolución de los verdaderos riesgos en el
puesto de trabajo.
El caso de Aragón se presenta en la figura
1.3. Esta región era la que presentaba un
mejor comportamiento de la siniestralidad
leve, en el periodo analizado, con una reducción en un 5,6% de los índices de incidencia de
la EAT. Sin embargo, al descontar los efectos
ocupacionales, lo que se encuentra es algo
muy distinto: un aumento del 64,5% de los
verdaderos riesgos laborales en los accidentes leves, llevándola a ocupar el quinto puesto de las regiones en las que más han aumentado dichos riesgos. Por lo que hace referencia a la siniestralidad grave y mortal, aunque
las cifras de la EAT indican una reducción de
un 48,7% en los accidentes de este tipo, los
índices virtuales señalan un aumento de
13,4% de los riesgos laborales más graves,
ubicando a esta región en el cuarto lugar de
las regiones en las que se ha experimentado
una evolución más adversa en dichos índices.
Si bien se puede destacar que se aprecia una
fuerte reducción en los riesgos laborales de
mayor gravedad durante los años 2001 y
2002.
Las cifras relativas a Asturias se muestran la figura 1.4. El estudio de la siniestralidad leve de esta región es muy revelador.
Mientras los índices publicados en la EAT
únicamente muestran un aumento del 1,3%
en los accidentes laborales (siendo la cuarta
región en la que menos aumentarían), la estimación de los verdaderos riesgos señalaría
un fuerte avance de estos riesgos de casi 94
puntos porcentuales, lo que prácticamente
significaría que, descontando los efectos ocupacionales, la tasa de siniestralidad en los
accidentes leves en 2002 casi sería el doble
que en 1988. Esto sitúa a Asturias como la
región en la que peor evolucionan los accidentes leves. Los índices reales y virtuales de los
accidentes graves y mortales evolucionan de
forma sincronizada en Asturias hasta el año
1994. En el año 1995 se produce un fuerte
aumento de los verdaderos riesgos laborales
que abre una importante brecha entre los dos
indicadores que se mantiene hasta el final del
periodo. En el conjunto del periodo, Asturias
pasa de ser en la región en la que menos se
habían reducido los accidentes graves y mortales (un 15,2%) a ser la segunda, tras Castilla y León, en la más aumentan los índices
virtuales de este tipo de accidentes (un
25,8%).
Baleares (figura 1.5) exhibe una evolución
muy parecida en los índices reales y virtuales
relativos a los accidentes leves durante prácticamente todo el periodo de tiempo considerado. Si cabe, mencionar que en la parte baja
del ciclo económico (años 1992 y 1993) se produce una pequeña divergencia que desparece
en los últimos años. De todas formas, esto
implica que pasa de ser la quinta región en la
que más habían aumentado los accidentes
leves a ser la decimocuarta en la clasificación
de los verdaderos riesgos asociados a este tipo
de siniestros. Los índices virtuales vincula-
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183
INFORMES Y ESTUDIOS
dos a los accidentes graves y mortales experimentaron una evolución muy adversa en
Baleares entre los años 1991 y 1996. Pero en
los últimos años se revierte la situación y
logra situarse en la decimoquinta posición del
ranking de los verdaderos riesgos con una
reducción de un 13,6% en el indicador que
mide éstos.
Como en el caso de Baleares, en la región
de Canarias (figura 1.6) se produce prácticamente un solapamiento de los índices reales y
virtuales de los accidentes leves a lo largo del
periodo. De nuevo, esto implica una mejora
relativa en la posición del ranking del cuadro
1, cuando se utilizan los índices virtuales,
debido a que, en general, las regiones experimentan un peor comportamiento relativo con
los índices virtuales de los accidentes leves de
lo que indicarían las cifras de la EAT. Por lo
que respecta a los accidentes graves y mortales, hay que apuntar que los años 1993 y 1994
fueron años malos, pero en general se observa
una reducción secular de los verdaderos riesgos en el periodo, si bien de menor intensidad
de lo que indican los guarismos de la EAT (61,6% en la EAT frente a -22,6% en los índices virtuales). En cualquier caso, Canarias es
la región en la que la evolución de la siniestralidad laboral de mayor gravedad mejor se
ha comportado en los años estudiados.
A diferencia de las dos regiones anteriores,
en Cantabria (figura 1.7) los índices reales y
virtuales de los accidentes leves se separan
claramente en el año 1992 y la brecha tiende
a aumentar en el resto del periodo. La consecuencia de ello es que al final de dicho periodo
la región cantabra ocupa el cuarto lugar de
las regiones en las que más han aumentado
los verdaderos riesgos laborales de los accidentes leves (con un incremento del 65,8%),
cuando con los datos originales de la EAT
ocupaba el puesto mediano (es decir, el noveno) de la distribución regional. Tampoco es
muy halagüeña la perspectiva que muestra la
evolución de los índices de los accidentes graves y mortales. El índice real tiene una clara
tendencia de reducción sostenida en los 15
184
años estudiados, que al final del periodo se
traduce en una reducción en un 50,2% en este
tipo de accidentes (siendo la cuarta región en
la que más se reducen). Pero el índice virtual
muestra importantes repuntes en los años
1993, 1998 y 1999. Así –y a pesar de las
importantes reducciones de los riesgos en los
años 2001 y 2002– Cantabria se encuentra en
al final el periodo con un índice virtual un
12,5% más alto que en el año 1988, convirtiéndose en la quinta región en la que más
aumentan estos riesgos.
Los índices de Castilla-La Mancha se presentan en la figura 1.8. Por lo que se refiere a
los siniestros leves, los indicadores reales y
virtuales son prácticamente idénticos desde
1988 hasta 1992. A partir de 1993 se separan
algo, aunque la brecha no es tan grande como
la observada en otras regiones y, además, en
los últimos años se vuelven a aproximar. Esto
hace –como ya se ha comentado en el caso de
otras Comunidades Autónomas– que la posición relativa de Castilla-La Mancha mejore
al tomar los índices virtuales. De esta forma,
pasa de ser la segunda región en la que más
aumentan los accidentes leves (según los
datos de la EAT) a ser la octava en la que más
aumentan los riesgos leves con los índices virtuales. El índice real de los accidentes graves
y mortales se reduce al final del periodo en un
45,9%, siendo así Castilla-La Mancha la octava región en la que menos se reducen. El índice virtual de los accidentes de mayor gravedad repunta en 1996, en 1999 y en 2000, aunque, tras la fuerte reducción de 2002, Castilla-La Mancha se convierte en una de las siete regiones que presentan una reducción en
los verdaderos riesgos laborales al final de los
15 años.
La información referente a la Comunidad
Autónoma de Castilla y León se presenta en
la figura 1.9. El patrón de comportamiento
del índice real de los accidentes leves de Castilla y León es bastante convencional, con la
consabida conducta cíclica que hace que se
reduzca el índice en los años 1993 y 1994 por
debajo del valor de 1988. El aumento final del
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ÁNGEL MARTÍN ROMÁN y ALFONSO MORAL DE BLAS
índice real –que indica un aumento del 21,9%
en la tasa de accidentalidad sitúa a esta
región como la séptima en la que más aumentan los accidentes leves. Sin embargo, lo que
reflejan los índices virtuales es peor. Los verdaderos riesgos laborales de los accidentes
leves, medidos a través del índice virtual,
aumentan un 76,3%, ubicando a Castilla y
León como la segunda región en la que más
aumentan, detrás únicamente de Asturias.
El escenario de los accidentes graves y morales es incluso más adverso. Siendo Castilla y
León la quinta región en la que menos se
habían reducido los índices de los accidentes
de mayor gravedad, cuando se descuentan los
efectos de composición sectorial de la mano de
obra se encuentra que es en la región en la
que más han crecido (un 26,8%) los riesgos
laborales de los accidentes más graves.
Cataluña (figura 1.10) presenta un índice
real de los accidentes leves en 2002 muy similar al del año 1988. Esto hace que se convierta en una de las regiones en las que la tasa de
siniestralidad ha evolucionado de forma más
favorable. En concreto sería la tercera región
en la que mejor evolucionan los accidentes
leves. No obstante, cuando se utiliza el índice
virtual de los accidentes leves la situación
empeora y pasa a ocupar el puesto mediano
de la distribución regional. En el caso de los
accidentes graves y mortales ocurre algo
parecido. Con el índice real Cataluña ocupa el
quinto puesto entre las regiones que más han
reducido la tasa de siniestralidad de los accidentes más graves (o, si se quiere, el puesto
decimotercero en el ranking del cuadro 1).
Pero, de nuevo, al medir los riesgos laborales
con el índice virtual la situación empeora. Los
riesgos laborales que implican dicho índice
aumentan un 9,4% y Cataluña asciende al
sexto puesto en la clasificación regional de
mayores aumentos de los riesgos laborales.
Los perfiles de la evolución de los riesgos
en el puesto de trabajo de la Comunidad
Valenciana se representan en la figura 1.11.
Los índices reales y virtuales de los accidentes leves se separan de forma acusada en el
año 1993. Posteriormente el comportamiento
cualitativamente es similar (aunque la brecha entre ambos tiende a aumentar progresivamente), alcanzando un máximo en el año
1999 y reduciéndose ambos en los últimos
tres años. La posición relativa en el ranking
del cuadro 1 pasa del puesto undécimo con los
índices reales al decimoquinto con los índices
virtuales. Los índices relativos a los accidentes graves y mortales también se van separando a lo largo de los 15 años estudiados,
mostrando, al final del periodo, una reducción del 47,6% en el caso del índice real y del
4,7% en el caso del virtual. Es destacable sin
embargo, que la Comunidad Valenciana pertenezca al grupo de siete regiones en las que
se reducen efectivamente los verdaderos riesgos laborales de los accidentes más graves.
Los índices de Extremadura se muestran
en la figura 1.12. Los relativos a los accidentes leves (real y virtual) evolucionan de forma
acompasada y sin grandes diferencias. De
hecho, en el año 2001 se encuentran muy próximos, aunque en 2002 se separan algo. En
cualquier caso, Extremadura pasa de ser la
región en la que más había aumentando la
tasa de siniestralidad de los accidentes leves
a ocupar un más favorable séptimo puesto
relativo en la clasificación de la evolución de
los verdaderos riesgos laborales de los siniestros leves. Con respecto a los accidentes graves y mortales, el hecho más destacable es el
repunte del índice virtual durante los años
1990, 1991 y 1992, así como la fuerte reducción del mismo en 1993. También es muy destacable el repunte de 2002. Si no fuera por ese
aumento en el índice virtual, Extremadura
sería probablemente la región en la que más
se hubiesen reducido los verdaderos riesgos
laborales más graves. De hecho, eso es lo que
ocurría en el año 2001. A pesar de ello, ocupa
un buen lugar (el quinto) entre las regiones
que más han reducido el índice virtual al final
del periodo de estudio.
Los gráficos de accidentalidad laboral de
la Comunidad Autónoma de Galicia se presentan en la figura 1.13. El índice virtual y el
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185
INFORMES Y ESTUDIOS
índice real de los accidentes leves presentan
una evolución temporal similar en términos
cualitativos, sin embargo se van separando
gradualmente a lo largo de los 15 años tomados en cuenta. Al final del periodo, el índice
real aumenta un 39,5% y el índice virtual un
66,8%. De todas las maneras, esto no modifica la posición relativa de la región gallega,
pues con los dos índices ocupa el tercer lugar
del ranking del cuadro 1. Esta posición relativa si se ve ligeramente modificada cuando se
examinan los indicadores de los accidentes
más graves. Así, Galicia ocuparía el cuarto
lugar de la clasificación del cuadro 1 cuando
se toma como referencia el índice real (que
reflejaría una reducción del 27,4% en la tasa
de accidentalidad de los accidentes de mayor
gravedad) y empeoraría su situación comparativa, subiendo un puesto, cuando se toma el
índice virtual (que estaría señalando un
aumento de un 20,8% en los verdaderos riesgos laborales).
Los índices referidos a los accidentes leves
de la Comunidad Autónoma de Madrid (figura 1.14) se mueven de forma simultánea y sin
grandes diferencias observables entre ellos a
lo largo del periodo de análisis. Si cabe, se
puede destacar el aumento que experimentan
ambos índices en el año 1999. Pero, como ya
ha sido observado en otras regiones, esto
supone una mejora relativa en la clasificación
del cuadro 1. Con los datos de la EAT Madrid
sería la cuarta región en la que más habría
aumentado la tasa de siniestralidad de los
accidentes leves, sin embargo, pasaría a ser
la undécima en la que más habrían aumentado los verdaderos riesgos laborales asociados
a los accidentes leves si se utilizan los índices
virtuales. Al examinar los índices relativos a
los siniestros graves y mortales de la Comunidad de Madrid se aprecia que desde 1992
las tasas de crecimiento se diferencian en
más de 5 puntos porcentuales y la brecha continúa abriéndose en el resto del periodo, concluyendo al final de los 15 años en una reducción de un 22,5% de la tasa de siniestralidad
grave, por un lado, y en un aumento del 9,0%
186
del índice virtual, por otro lado. Se constata,
por lo tanto, que los verdaderos riesgos laborales graves han crecido en Madrid aunque el
ratio de la accidentalidad más grave haya caído. Pero dado que esto es un comportamiento
generalizado en la mayoría de Comunidades
Autónomas, y que en Madrid se produce con
una menor intensidad, esta región mejora
relativamente en la clasificación del cuadro 1,
pasando del segundo peor lugar con los índices reales a un mejor octavo puesto (eso sí,
muy próximo al séptimo) con los indicadores
virtuales.
La representación gráfica de los indicadores de accidentalidad de la región de Murcia
se muestra en la figura 1.15. Por lo que se
refiere a la siniestralidad más leve, el hecho
más destacable es la separación entre el índice virtual y el índice real en el año 1993. A
partir de ese momento la brecha entre ambos
no aumenta y, por el contrario, tiende a reducirse ligeramente. Como se puede observar en
el cuadro 1, a pesar de detectarse un incremento de los verdaderos riesgos laborales
vinculados a los accidentes leves del 15,5%
frente a una reducción del índice de incidencia publicado en la EAT del 1,8%, Murcia
gana relativamente un puesto con la clasificación de los índices virtuales, convirtiéndose
en la región en la que menos crece dicho indicador. En el caso de la siniestralidad más grave, la situación comparativa de Murcia empeora frente a otras regiones. Con los índices de
incidencia de la EAT, Murcia sería la segunda región en la que más se habría reducido la
accidentalidad laboral. Con los índices virtuales construidos en este trabajo, Murcia
pasaría a ser la cuarta región en la que más
se reducen los verdaderos riesgos laborales.
No obstante, hay que señalar que sigue siendo una de las regiones destacadas –en sentido
positivo– en el ranking del cuadro 1.
El caso de la región de Navarra se muestra
en la figura 1.16. La accidentalidad leve presenta un patrón de comportamiento ya observado en otras regiones: un evidente mayor
aumento de los riesgos laborales si se consi-
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71
ÁNGEL MARTÍN ROMÁN y ALFONSO MORAL DE BLAS
dera el índice virtual (42,2% al final del periodo) que si considera el más tradicional índice
real (5,2% al final del periodo). Sin embargo,
este comportamiento es tan habitual que no
cambia de posición relativa en el ranking del
cuadro 1, manteniéndose en ambos casos en
el duodécimo puesto. Por otra parte, los índices reales y virtuales de los accidentes graves
y mortales de Navarra prácticamente coinciden hasta el año 1993. Durante los años 1994,
1995 y 1996 se produce un importante incremento de los verdaderos riesgos laborales
graves que no se traduce en un aumento de
igual magnitud del índice de incidencia de
este tipo de accidentes en la EAT. Esto genera una brecha entre ambos indicadores que
permanece hasta el final del periodo. No obstante, como se puede comprobar en el cuadro
1, la situación relativa de Navarra mejora al
tomar en consideración los índices virtuales.
La representación diagramática de los
índices del País Vasco se muestra en la figura
1.17. Aunque el índice real de los accidentes
leves del País Vasco solamente aumenta un
modesto 4,4% durante el periodo considerado, ubicando a esta región en el lugar decimotercero del ranking del cuadro 1, parece que
este buen comportamiento se debe fundamentalmente a un favorable efecto de composición en la evolución de población ocupada.
Esto es así porque el índice virtual progresa
un 61,4% y, además, sitúa al País Vasco en un
menos favorable sexto lugar en la clasificación de la evolución de los riesgos laborales
leves. El índice real de los accidentes graves y
mortales del País Vasco se reduce un 46,3%
en el periodo 1988-2002, lo que ubica a esta
región justo en el puesto mediado de la clasificación del cuadro 1. No obstante, el índice
virtual aumenta un 9,0%, colocando al País
Vasco en un peor séptimo lugar (aunque bien
es cierto que muy próximo del octavo).
Por último, la información relativa a la
siniestralidad en el trabajo de La Rioja se
encuentra representada en la figura 1.18.
Hasta 1992, los índices virtuales y reales
referidos a los accidentes leves de La Rioja
evolucionan prácticamente sin discrepancia.
Pero en 1993, un considerable aumento del
índice virtual junto con una suave reducción
del real provoca una importante brecha entre
ambos. Al final del periodo, los dos indicadores tienden a converger debido a la mayor
reducción que experimenta el índice virtual
en los años 2001 y 2002. Comparativamente,
La Rioja ocupa lugares cercanos al mediano
en la distribución regional del cuadro 1 con
ambos indicadores. Por los que se refiere a los
accidentes de mayor gravedad, el brusco comportamiento del índice virtual –con un movimiento de ida y vuelta– contrasta con la evolución más parsimoniosa del indicador real.
Así, como sucedía con los siniestros leves,
hasta el año 1992, los dos índices se mueven a
la vez. Pero a partir de 1993 se inicia una pronunciada ascensión del índice virtual que se
prolonga hasta 1998, con la única excepción
de la débil reducción de 1997. De este modo,
en 1998 el índice de incidencia de los accidentes graves y mortales de la EAT había caído
18 puntos porcentuales con respecto a 1988,
mientras que el índice virtual señalaba un
aumento de 76 puntos porcentuales en los
verdaderos riesgos laborales. No obstante, en
los últimos cuatro años, el indicador virtual
experimenta una drástica reducción que se
traduce en una fuerte convergencia con el
índice real. Además, esto hace que La Rioja
sea la segunda región en la que más se han
reducido los verdaderos riesgos laborales de
los accidentes más graves, únicamente superada por Canarias.
5. RESUMEN Y CONCLUSIONES
En este trabajo se han construido unos
índices de siniestralidad virtuales con el objetivo de establecer comparaciones interregionales a lo largo del tiempo que no estén sesgadas por los cambios producidos en la
estructura ocupacional. De este modo, se puede analizar con mayor precisión y corrección
la evolución de los verdaderos riesgos laborales. Con este tipo de indicadores, la evolución
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187
INFORMES Y ESTUDIOS
de la siniestralidad laboral es más negativa
de los que reflejarían los índices publicados
en la EAT. De ello se concluye que el cambio
producido en estos años en la estructura del
empleo ha enmascarado, al menos en parte,
la verdadera evolución de los riesgos laborales.
Especialmente relevante es el hecho de
que los riesgos asociados a la accidentalidad
más grave, lejos de haberse reducido para
todas las regiones como indican los datos de
la EAT, han aumentado en el caso de la
mayoría de las regiones. Más concretamente
–y ordenando las regiones de mayores incrementos de los riesgos a menores– han aumentado en Castilla y León, Asturias, Galicia,
Aragón, Cantabria, Cataluña, País Vasco,
Madrid, Andalucía y Navarra. Por otro lado,
en siete regiones si que se encuentra una
reducción de los verdaderos riesgos laborales
de los accidentes más graves. La Comunidad
Autónoma en la que se reducen más dichos
riesgos es Canarias, seguida por La Rioja,
Baleares, Murcia, Extremadura, Comunidad
Valenciana y Castilla-La Mancha.
Además de la evolución absoluta de los
riesgos laborales dentro de cada región, el
ejercicio econométrico desarrollando en este
trabajo se puede utilizar para realizar comparaciones entre las diferentes regiones en la
evolución de los riesgos laborales. En el cuadro 1, se presenta una ordenación de Comunidades Autónomas según la tasa de cambio
en los índices de siniestralidad. Por lo que se
refiere a los accidentes leves, el grupo de
regiones que ganarían posiciones relativas al
tomar en cuenta el índice virtual para medir
la evolución de los riesgos estaría compuesto
por Andalucía, Baleares, Comunidad Valenciana, Castilla La-Mancha, Canarias, Extremadura, Madrid, Murcia y La Rioja. Las
regiones que empeorarían relativamente
serían Aragón, Asturias, Castilla y León,
Cantabria, Cataluña y el País Vasco. Finalmente, Galicia y Navarra mantendrían su
posición relativa.
188
El mismo ejercicio puede realizarse en la
cuestión de la evolución de los accidentes graves y mortales. En este caso el elenco de
regiones que ganan posiciones relativas al
utilizar los índices virtuales en lugar de los
reales es el siguiente: Andalucía, Asturias,
Baleares, Comunidad Valenciana, Castilla
La-Mancha, Extremadura, Madrid, Navarra
y La Rioja. En sentido opuesto, el grupo de
regiones que pierden posiciones relativas
estaría formado por Aragón, Castilla y León,
Cantabria, Cataluña, Galicia, Murcia y el
País Vasco. Canarias repetiría el último
lugar en el ranking –esto es, el mejor puestoindependientemente del indicador utilizado.
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INFORMES Y ESTUDIOS
APÉNDICE
1. Agregación de Ramas de Actividad
EQUIVALENCIA A DOS DÍGITOS ENTRE LAS ACTIVIDADES ECONÓMICAS
ESTUDIADAS Y LAS DE LAS CORRESPONDIENTES CNAE 74 Y CNAE 93
2. Selección de regresores
Para seleccionar los factores que influyen
más significativamente en el modelo es necesario definir unos estimadores. Estos estimadores se obtienen operando con una serie de
valores medios que se calculan a partir de los
datos que proporciona la muestra. En este
tipo de análisis la suma total de cuadrados se
puede descomponer en la suma de cuadrados
190
explicada por la regresión (SSEX) y la suma
de cuadrados debida a los errores de estimación. Posteriormente, es la descomposición de
SSEX la que permite calcular la suma de cuadrados que corresponde a cada uno de los
efectos que intervienen en nuestro modelo. A
partir de esta descomposición previa de efectos, se extrae el siguiente resultado:
SSEX = SSr + SSs + SSt + SSrs + SSrt +
+ SSst + SSrst
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ÁNGEL MARTÍN ROMÁN y ALFONSO MORAL DE BLAS
Cada una de los sumandos se refiere respectivamente a la suma de cuadrados del factor r, s y t, y de las distintas interacciones que
existen entre ellos. A partir de aquí, si dividimos esas sumas de cuadrados por sus correspondientes grados de libertad obtendremos
las sumas de cuadrados medias esperadas.
Esas medias son las que se utilizan para realizar los test sobre los efectos de los factores.
Todos estos test se obtienen de una misma
manera. A modo de ejemplo, el referido al factor regional se define de la siguiente manera:
H o : todos los ri = 0
H a : no todos los ri = 0
Para poder decidir cual de las dos hipótesis
se cumple se debe calcular el término F* .
Este valor se obtiene como cociente de la
suma de cuadrados media del efecto factor r y
la suma de cuadrados media de los errores.
Posteriormente se compara F* con el valor de
una función de distribución F de con los grados de libertad que se obtienen del factor
región y de los errores.
F * = MSR MSE → F(nr −−11)·r·s·t (1 − á)
siendo (1-a) el nivel de confianza. Si F* presenta un valor menor o igual que el valor que
toma la función de distribución correspondiente, se admite H0 y por lo tanto se concluye que el efecto de este factor no es muy significativo, en caso contrario el factor r es relevante. Los resultados de los test realizados
son los que aparecen en los cuadros A.2 y A.3.
CUADRO A.1. TEST DE SELECCIÓN. SERIE DE ACCIDENTES LEVES
Nota: a y b representan los grados de libertad del numerador y el denominador en cada test concreto, en el presente
caso b siempre vale 1664 ((r – 1)(s – 1)(t – 1)).
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INFORMES Y ESTUDIOS
CUADRO A.2. TEST DE SELECCIÓN. SERIE DE ACCIDENTES GRAVES Y MORTALES
Nota: a y b representan los grados de libertad del numerador y el denominador en cada test concreto, en el presente
caso b siempre vale 1664 ((r – 1)(s – 1)(t – 1)).
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Fuente: Elaboración propia a partir de los datos de la EAT.
Nota: ANDA (Andalucía), ARAG (Aragón), ASTU (Asturias), BALE (Baleares), CANA (Canarias),CANT (Cantabria), CASM (Castilla-La Mancha), CASL (Castilla y León), CATA
(Cataluña),CVAL (Comunidad Valenciana), EXTR (Extremadura), GALI (Galicia), MADR (Madrid),MURC (Murcia), NAVA (Navarra), PAVA (País Vasco), RIOJ (La Rioja).
R (índices reales), V (índices virtuales).
CUADRO A.4. ÍNDICES REALES (R) Y VIRTUALES (V), ACCIDENTES LEVES, 1988-2002
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Fuente: Elaboración propia a partir de los datos de la EAT.
Nota: ANDA (Andalucía), ARAG (Aragón), ASTU (Asturias), BALE (Baleares), CANA (Canarias),CANT (Cantabria), CASM (Castilla-La Mancha), CASL (Castilla y León), CATA
(Cataluña),CVAL (Comunidad Valenciana), EXTR (Extremadura), GALI (Galicia), MADR (Madrid),MURC (Murcia), NAVA (Navarra), PAVA (País Vasco), RIOJ (La Rioja).
R (índices reales), V (índices virtuales).
CUADRO A.5. ÍNDICES REALES (R) Y VIRTUALES (V), ACCIDENTES GRAVES Y MORTALES, 1988-2002
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RESUMEN
En el presente trabajo se elabora una medida de la evolución de los riesgos laborales de las
regiones españolas que no sesgada por los cambios en la composición ocupacional de la
fuerza de trabajo. La correcta medición de los riesgos en el puesto de trabajo es un requisito previo para implementar una política de prevención de riesgos laborales. Sin embargo,
la evolución de los índices regionales agregados de siniestralidad laboral construidos a partir de los datos de la Estadística de Accidentes de Trabajo (EAT) está muy condicionada por
la evolución de las ocupaciones en las que se emplea la fuerza de trabajo. Una estimación
de la evolución de los ‘verdaderos’ riesgos laborales, tal y como apunta Dorman (1994),
necesita corregir este hecho. En este trabajo se construyen unos índices ‘virtuales’ de riesgos laborales cuya evolución no está sesgada por los cambios en la composición ocupacional
de los trabajadores de las distintas regiones españolas. De forma generaliza, se encuentra
que los ‘verdaderos’ riesgos laborales evolucionan más adversamente de lo que indicaría la
mera observación de las cifras de la EAT.
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