hacia una nueva edad dorada del empleo

Actas del Tercer Congreso de
Economía de Navarra
EVOLUCIÓN Y PERSPECTIVAS DEL MERCADO DE TRABAJO
Presentación. pg. 9.
Comités. pg. 11.
Programa del Congreso. pg. 13.
DISCURSO DE APERTURA
Ilmo. Sr. D. Francisco Iribarren Fentanes pg. 17
CONFERENCIAS Y PONENCIAS
Conferencia Inaugural: "Perspectivas de la economía española en la UEM".
D. Emilio Ontiveros Baeza. pg. 25
Conferencia:
"El problema del paro: diagnóstico y políticas de empleo"
D.ª Carmen Gallastegui Zulaica. pg. 35
Mesa Redonda:
"La negociación colectiva en Navarra"
D. José Manuel Ayesa Dianda, D. Juan Antonio Cabrero Samaniego,
D. Jesús Garatea Idoate y D. Ángel Luis Rodríguez San Vicente. pg. 51
Conferencia:
"La economía española en la UEM"
D. José Luis Malo de Molina. pg. 89
Ponencias:
"Características del mercado de trabajo en Navarra"
D. Luis Sarriés Sanz. pg. 99
"La fiscalidad sobre el trabajo y el desempleo"
D. David Taguas Coejo. pg. 125
"El sistema español de protección por desempleo"
D. Luis Toharia Cortés. pg. 143
"La discriminación salarial por sexo: un análisis del sector privado y sus diferencias
regionales en España"
D.ª Miren Ullibarri Arce y D. Ricardo Aláez Aller. pg. 157
"¿Hacia una nueva edad dorada del empleo?"
D. Álvaro Espina Montero. pg. 185
"Situación de las estadísticas del mercado de trabajo en España a nivel nacional y regional"
D. José Ignacio Pérez Infante. pg. 217
Conferencia de Clausura:
"Políticas del mercado de trabajo: Sus efectos en la Seguridad Social"
Ilmo. Sr. D. Marino Díaz Guerra. pg. 259
DISCURSO DE CLAUSURA
Ilma. Sra. D.ª Nuria Iturriagagoitia Ripoll. pg. 263
COMUNICACIONES...................................... pgs: 271-530
VENTAS EN:Librerías y Fondo de Publicaciones del Gobierno de Navarra. C/ Navas de Tolosa, 21. 31002 Pamplona. Teléfono(948) 42 71 23
ISBN: 84-235-1996-1 /D.L.: NA-940-2000
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)HACIA UNA NUEVA EDAD
DORADA DEL EMPLEO? LA
FUNCIÓN DE PRODUCCIÓN DE
LA OCDE (1890-1999) Y LA
NUEVA ECONOMÍA.
Á
Állvvaarroo EEssppiinnaa
Documento de trabajo n1 18101999
Una primera versión fue presentada en el III Congreso de la Economía de
Navarra
(Pamplona, 27-28/octubre, 1999)
1
2
)HACIA UNA NUEVA EDAD DORADA
DEL EMPLEO? : LA FUNCIÓN DE
PRODUCCIÓN DE LA OCDE (1890-1999)
Y LA NUEVA ECONOMÍA.
por Álvaro Espina*
Introducción
Un lector poco avisado que ojee uno de estos días los periódicos y revistas de información
económica norteamericana y europea -o japonesa, si conoce ese idioma- sacará una pobre
impresión del estado de avance de la ciencia económica, y hasta puede llegar a concluir que las
discusiones entre economistas tienen algo de ceremonias esquizoides. En Norteamérica, la
cuestión que parece dominar el escenario es la escasez de desempleo (cuando crece, sube la
bolsa), mientras que en Europa la preocupación dominante es justamente la contraria: la falta de
empleo o el exceso de paro. Algunos norteamericanos afirman que con ocho años ya está bien,
que hay poco desempleo y que la economía debe dejar de crecer, so pena de estrellarse o
precipitarse en el abismo de la inflación y la recesión, que algunos vaticinan esta vez dantesca,
para solaz de los analistas franceses de la Caisse de Dépots, quienes parecen pensar que cuanto
más dure la buena racha más dura será la caída, porque el supercrecimiento norteamericano de
este decenio sólo puede explicarse por el excesivo endeudamiento, debido al papel del dólar
como moneda de reserva en el sistema económico internacional y de refugio contra el contagio de
los pánicos financieros, papel que, sin embargo, estaría dando su baile de cisne por causa de la
aparición del Euro, por mucho que durante su primer semestre de existencia éste no haya dejado
ver su fuerza potencial.
En cambio, una nutrida partida de economistas, financieros y periodistas económicos
afirman con gran alboroto que los límites tradicionales al crecimiento económico han
desaparecido y que la economía norteamericana ha entrado en una Anueva era@, que reclama
también un Anuevo paradigma interpretativo@ para poder entenderla y una Anueva economía@ para
diseñar políticas económicas y monetarias acordes con el nuevo contexto. Resulta ridículo argumentan los partidarios de este nuevo paradigma- afirmar que la productividad por persona
ocupada está creciendo en Estados Unidos sólo a una tasa del 2 o el 3% anual, cuando Amazon,
por ejemplo, ha conseguido crecimientos de la productividad por persona empleada de más del
55% durante los tres últimos años, lo que sería extrapolable a muchas otras actividades que se
benefician actualmente de las llamadas economías de red, y lo harán mucho más intensamente en
el futuro -aunque su impacto resulte difícil de medir-, ya que Internet es el elemento más
conspicuo de la nueva filosofía. Esta explosión de la productividad -dicen- permite crecimientos
salariales muy superiores a los del pasado, que no resultarán inflacionistas mientras se limiten a
remunerar mejor a las actividades más productivas y no se contagien a las menos eficientes, cosa
que resulta poco probable en Norteamérica, dado el nivel de desregulación de su mercado de
*
Agradezco los comentarios de Miguel Ángel Fernández Ordóñez a una versión anterior de este trabajo.
Sin embargo, nada de lo que aquí se dice le compromete.
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3
trabajo -sin apenas barreras de salida- y la escasa pujanza de los sindicatos, fenómenos que
contrastan abiertamente con la situación europea y japonesa y que contribuirían a explicar el
retraso en la adopción del nuevo paradigma en estas dos áreas. Porque la flexibilidad del mercado
de trabajo es la forma más directa -y a veces la única- de hacer que los empleos más ineficientes
sean menos apetecibles y que la gente que los ocupa pase paulatinamente -porque si no lo hará
bruscamente, a través de la quiebra de sus empresas- a los nuevos empleos creados por la ingente
cantidad de empresas de la nueva era que aparecen cada año, si no se les ponen restricciones
institucionales artificiales.
El estudio consta de cuatro partes, unas conclusiones, un apéndice y dos anexos.
En la primera parte, a modo de telón de fondo de toda la reflexión ulterior, se presenta el relato y
los argumentos de quienes defienden el cambio de paradigma productivo y las implicaciones de
tal cambio para el marco institucional de la economía y del mercado de trabajo. En la segunda
parte se presenta una función agregada de producción del tipo Cobb-Douglas para el conjunto de
la OCDE, cuya especificación se ha llevado al apéndice y cuya estimación se presenta en un
anexo1 (junto a un segundo anexo en el que se describen las fuentes y se presentan los datos
utilizados). A partir de esa función, en la tercera parte se construyen tres indicadores -de
eficiencia económica, de tensión salarial y de rentabilidad- para estudiar los determinantes y las
restricciones para la creación de empleo a escala macroeconómica, que son aplicados a España en
la cuarta parte. Finalmente el artículo termina con unas conclusiones de política económica.
1.- )Nos encontramos realmente ante un cambio de paradigma
productivo?
Para los defensores del cambio de paradigma la mejora sustancial y autosostenida de la
productividad del trabajo en Norteamérica durante el último decenio del siglo ha venido a romper
con una etapa de estancamiento o crecimiento lento que duraba desde los años setenta y que había
teñido de pesimismo la literatura económica. Frente a la Aedad de las expectativas decrecientes@,
que es como calificó Krugman (1992) al período 1969-1989 -durante el cuál la productividad del
trabajo en Norteamérica creció sólo algo por encima del uno por ciento, frente a más del 2,5% en
los tres decenios precedentes-, a lo largo de los años noventa la realidad ha superado las
previsiones del escenario denominado por este autor Aun final de siglo feliz@ (ibíd. Cap. 14): la
mejora de la productividad se ha traducido en un aumento continuo de los salarios -aumento
acompañado de una mayor desigualdad salarial, de acuerdo con el modelo de Dinopoulos (1999)y de todo tipo de remuneraciones. El crecimiento subsiguiente del ahorro y su inversión en bolsa
se habrían convertido -para los neoparadigmáticos- en el cebo de una espiral virtuosa que ha
proporcionado financiación a la masa de nuevas iniciativas empresariales derivada de la oleada
de innovación impulsada por la nueva era. A su vez, un eficiente mercado de capitales -capaz de
casar el nivel de riesgo de las inversiones con sus expectativas de rentabilidad- habría facilitado
la reinversión de las rentas en nuevas empresas a través de un sistema financiero y de control
corporativo altamente sofisticados, que seleccionan a los inversores más eficientes y no les
1
En esto he seguido la recomendación de Alfred Marshall, que prefería dejar las letras griegas y las
ecuaciones para los apéndices. Las otras dos formas habituales de hablar de economía (Krugman, 1992)
son el sube-y-baja y el lenguaje sensacionalista de Aeropuerto. He utilizado esta última en el primer
epígrafe, para describir el Anuevo paradigma@, y la primera en las partes principales del trabajo, que se
apoya en el uso de un buen número de gráficos para explicar los resultados de la investigación,
formalizada en el apéndice.
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4
permiten dormirse en los laureles, sino que les vigilan y les opan cuando no mantienen el ritmo
adecuado en la carrera de la productividad, exigiéndoles minimizar el insumo de trabajo por
unidad producida para maximizar el valor de las empresas en favor de sus accionistas. De esta
forma, además, las empresas pueden transferir valor hacia los consumidores, lo que retroalimenta
el poder adquisitivo de éstos, que pueden así ampliar su demanda y su esfera de elección,
abriéndose a nuevas necesidades, fuente a su vez de nuevos empleos, enmarcados en la pujante
dinámica de innovación empresarial norteamericana, capaz de crear más de 800.000 nuevas
empresas al año.
Por contraposición a esta imagen, el sistema bancario y financiero japonés -y coreano- se
encontraría en los antípodas -y el europeo, a medio camino entre ambos-, por no ser capaz de
seleccionar adecuadamente a sus clientes, al concentrar su negocio en las empresas del propio
Keiretsu -mientras que en el caso del capitalismo renano son las empresas las que eligen al
Abanco de la casa@, que les sirve de tutor-, permitiéndoles dormirse sobre su propia ineficiencia,
enmascarada por el excesivo consumo de capital y la ausencia de un control adecuado sobre su
management y sus estrategias. El excesivo consumo de capital habría sido posible en Japón por el
ahorro desmesurado de una población cada vez más envejecida que, al valorar más los bienes
futuros que los presentes, se habría mostrado excesivamente conformista en lo tocante a la
remuneración exigida por su ahorro, conformismo que habría llevado al sistema a la perdición.
Los ahorradores japoneses sólo se habrían desperezado de su conformismo y credulidad
tradicionales al estallar la burbuja inmobiliaria de finales de los años ochenta, reclamando mayor
seguridad y remuneración por sus ahorros y la posibilidad de invertirlos en el extranjero. La
liberalización financiera, que no ha hecho más que empezar, habría impulsado la
desintermediación bancaria y permitido a las empresas acudir directamente al mercado de
capitales, lo que habría dado alas a las más innovadoras y eficientes, hasta entonces refrenadas en
su crecimiento por la miopía de sus tutores bancarios (The Economist 26/6/1999). En
contrapartida, los balances de los bancos se habrían deteriorado rápidamente porque habían
venido confeccionándose con un grado tan considerable de creatividad como de escasez de reglas
mínimamente aceptables para los estándares internacionales. Finalmente, la crisis bancaria estalló
cuando un mayor rigor en la selección del crédito hizo aflorar la sobrevaloración de los activos y
los estados financieros de las empresas de los keiretsus, cuyos balances habían venido sirviendo
como soporte para la cartera de crédito de los bancos (Hoshi, 1999). En suma, la crisis japonesa
de los años noventa pone de manifiesto que el proceso de crecimiento anterior era vulnerable
porque se había basado en una especie de operación Rumasa a escala nacional -y en una
sofisticada política proteccionista que habría terminado por volverse, como siempre sucede,
contra los creyentes en el nuevo mercantilismo-. La larga crisis decenal ha desembocado
finalmente en una gran crisis bancaria, no muy distinta de la que experimentó la economía
española entre 1975 y 1985, que consumió el 17% del PIB (Kaprio-Klingebiel, 1996), aunque en
nuestro caso el suministro de crédito a bajo coste se llevase a cabo mediante la monetización
directa de líneas de financiación privilegiada, abiertas por la banca a instancias del gobierno, en
un contexto de elevada inflación y de fuerte proteccionismo -en este caso, nada sofisticado,
construido a base de aranceles, licencias y mercados regulados, restricciones cuantitativas a la
importación y dirigismo industrial y exportador-. La peculiaridad de la crisis japonesa consiste en
la reaparición de la trampa de liquidez, debida al hecho de que la ausencia de inflación incapacita
a la política monetaria para dinamizar la demanda, dado que los tipos de interés nominales no
pueden caer por debajo de cero (Krugman, 1998 y 1999, b).
Estas deformaciones -e incluso las más livianas en que habrían estado incurriendo buena
parte de las economías europeas- explicarían la menor rentabilidad obtenida por el capital en este
continente y la depreciación inicial del Euro, que, según esta interpretación, no tendría nada que
4
5
ver con el diferencial de tipos de interés, inducido por el desfase del ciclo económico entre las
dos orillas del Atlántico. En el Anuevo paradigma@, en cambio, aquellas prácticas estarían
condenadas a desaparecer porque la liberalización de los mercados, que es un derecho exigido
con intensidad creciente por los consumidores, y la aparición de Internet han hecho dar un salto
cualitativo a la interdependencia económica entre países. Lo uno y lo otro habría provocado la
aparición de una auténtica manada electrónica en el mundo financiero, que es la que controla y
supervisa el uso del crédito a escala global, ofreciendo una rentabilidad cada vez más homogénea
a los ahorradores. Las posibilidades derivadas de este nuevo contexto son tan grandes como las
restricciones que impone a quienes participan en él: si bien es verdad que la manada electrónica
elimina la restricción de capital para empresas localizadas en zonas o países con escasa capacidad
de ahorro -y de otros muchos factores, siempre que puedan suministrarse bajo una forma
transmisible a través de la red-, también lo es que la contrapartida exigida para contar con el
favor de la manada consiste en someterse al conjunto de orientaciones que determinan su
preferencia; preferencia que puede cambiar brusca y caprichosamente, provocando la huida del
capital en un tipo de estampida más destructiva que las de las manadas de bisontes en la novelas
de Zane Grey, como acaban de demostrar Furman y Stiglitz (1998), quienes plantean la necesidad
de introducir nuevas regulaciones internacionales que reduzcan la inestabilidad inherente a estos
procesos (Eichengreen, 1999; Summers, 1999), estableciendo mecanismos de prevención e
instrumentos para neutralizar su impacto negativo sobre el bienestar (Espina, 1999, b, cap. IV).
Aunque los comentarios sobre estos asuntos por parte de los miembros de la manada electrónica
adopten la forma entusiasta propia de los tifosi los lunes, tras la victoria de su equipo -y resulte
igualmente incapaz de adoptar una distancia temporal adecuada para enjuiciar los
acontecimientos-, el fenómeno descrito es real y tiene indudablemente su cuna y su dirección en
Estados Unidos, con las posibilidades que ello conlleva para el reforzamiento de su liderazgo
económico (Friedman, 1999), aunque no sea la panacea de la economía sin fluctuaciones
económicas (Zarnowitz, 1999). Como afirmaba el editorial de Business Week del 13-IX-1999, la
nueva economía puede ser real, lo que justifica que las acciones de las empresas aumenten de
valor, pero lo que nadie sabe con certeza es qué parte del aumento está justificado y qué parte
constituye una burbuja especulativa.
Con aquel mismo fervor de tifosi en lunes, los partidarios de la nueva era afirman que en
la economía norteamericana actual la única recalentada es la Reserva Federal -vid. B.S.Wesbury
en The Wall Street Journal (TWSJ, 30-VI-1999)-, que, según ellos, sigue encandilada con las
ideas de la vieja economía y cree que el Aefecto riqueza@ producido por el ascenso meteórico de la
bolsa constituye una amenaza para la inflación, siendo así que para materializar esa riqueza hay
que vender los activos -con lo que los ingresos de los vendedores son gastos de los adquirentes,
sin que se registre aumento neto alguno de la demanda-, o endeudarse ofreciéndolos como
garantía, de modo que el aumento de demanda solvente de quien se endeuda -que pierde la
libertad para emplear alternativamente tales activos- tiene como contrapartida el ahorro de quien
le presta, lo que impide que aparezcan burbujas financieras. Éstas no tendrían nada que ver con la
aceleración de la innovación financiera -ya que para ellos no cuenta el hecho de que este sector se
encuentre igualmente sumido en las economías de red- sino que serían simplemente fenómenos
propios de la vieja era, que sólo afectan a los asiáticos y a los latinoamericanos, pero no a
Norteamérica. Estados Unidos estaría preservado de tales amenazas por una de las regulaciones
financieras más eficientes -basada, hasta ahora, en la separación entre banca comercial, de
inversión y de seguros, y en el establecimiento de fuertes límites a la concentración, sin que a los
tifosi les importe que esto haya empezado a cambiar (The Economist, 26-6-1999)- y por una
rigurosa supervisión del sistema bancario, siempre y cuando se haga cumplir a todos la normativa
prudencial y se deje quebrar a los bancos que no saben seleccionar a los prestatarios y acumulan
impagados (cosa que no se hizo con LTCM: vid. Edwards, 1999). Con esto bastaría para que las
5
6
crisis financieras no constituyan más que episodios del inevitable proceso de vacunación y
aprendizaje que sería -afirman los tifosi del nuevo paradigma- cada vez más rápido y soportable,
ya que el fervor de la manada no parece enfriarse ni verse afectado por el hecho de que las crisis
bancarias experimentadas por la economía norteamericana en el curso de esta generación hayan
sido cada vez más profundas y amenazadoras, desde la burbuja financiera de los Real State
Investment Trusts, a la crisis de la deuda mexicana -con el efecto Tequila-, a la de los bonos
basura y la fusionmanía de finales de los ochenta, hasta la crisis asiática de los noventa (B.
Friedman). Para los tifosi, la causa de la profundidad y de la tardanza en la salida de estas crisis
se encuentra en la propia FED -juicio en el que coinciden con los economistas neokeynesianos-,
que en la de 1990-91, por ejemplo, siguió empecinada en su combate contra la inflación y fue
incapaz de comprender que las crisis, una vez desencadenadas, tienen su dinámica propia y sólo
pueden combatirse con bruscos descensos de los tipos de interés desde el comienzo mismo de la
recesión (Krugman, 1992, p. 199). En cambio, en la crisis asiática el encargado de ejecutar la
mala política habría sido el FMI, exigiendo a Tailandia disparatadas elevaciones del tipo de
interés para combatir la crisis del bath, lo que habría generalizado el hundimiento empresarial y
la cesación de pagos de las empresas, el credit-crunch y el contagio del problema a todo país del
que se sospechase -aunque fuera remotamente- que podía estar aquejado de los mismos
problemas (Stiglitz, y Furman-Stiglitz 1998).
La FED estaría tropezando de nuevo en la misma piedra, ya que su decisión de endurecer
la política monetaria vendría a ser para estos analistas una maldición dirigida a frenar el
dinamismo de las empresas de la Anueva era@ y a condenar a las empresas del viejo paradigma a
una situación más difícil de lo que ya de por sí les resulta el presente, sometidas como están a la
competencia furiosa y destructiva propia de las estrategias de fin de juego del viejo paradigma de
las economías de escala, lo que comporta fuertes excesos de capacidad y un contexto de deflación
permanente de los precios industriales, que lleva más de un decenio forzándolas al cierre o a la
reconversión -a través de procesos de reingeniería con los que intentan dar el salto hacia la nueva
era- contexto que se verá fuertemente acelerado y agravado por causa de la nueva orientación de
la política monetaria. Ésta no tendrá otra virtud que la de aumentar todavía más la cotización del
dolar -y el deterioro de la balanza comercial- y de multiplicar los problemas de financiación de
las empresas menos eficientes (como se ve, en este punto la cotización de la moneda se hace
depender de la política monetaria y ya no del paradigma). Es ahí, según los tifosi, donde aparece
la amenaza de colapso: en la condena a muerte monetaria de un sinnúmero de empresas que
tienen que afrontar la difícil tarea de realizar el tránsito entre la nueva y la vieja era. Ante este
conjunto de ataques, el bueno de Alan Greenspan tuvo que hacer el día 17 de junio ante el Comité
Económico Conjunto del Congreso norteamericano la más firme profesión de fe neokeynesiana
que se recuerda en un Presidente de la FED, renegando de la idea de que exista una tasa de paro
no aceleradora de la inflación (NAIRU), y afirmando (TWSJ, 30-VI-1999):
AEstoy de acuerdo, por supuesto, en que frenar el crecimiento a modo de objetivo, que es lo que
está implícito en artefactos como la NAIRU o la curva de Philips, no tiene el menor sentido....No
existe ninguna forma de inestabilidad inherente al crecimiento económico, siempre que éste sea el
resultado de la combinación del crecimiento normal de la fuerza de trabajo y de la
productividad.....No obstante, en algún momento pueden aparecer situaciones en que se crezca a
una tasa que exceda la tasa implícita de crecimiento de la productividad subyacente, como
consecuencia de lo cuál hay que apelar a fuerza de trabajo adicional. Sólo si -como ha ocurrido
ahora- se reduce continuamente el nivel del desempleo tecnológico...., de la estadística de
desempleados, además de la masa de los que no están en la población activa pero desearían estarlo
(cuya suma viene a ser de diez millones de norteamericanos)... entonces pueden aparecer límites.
Porque no se puede pensar que no existan límites, y que cualquiera que sea la expansión no existe
riesgo de desestabilización@.
6
7
)Cuanto de real hay en esta Anueva economía@ -como se preguntaba la portada de The
Economist de 24 de julio- para colocar abiertamente a la defensiva a un banquero central con una
trayectoria de gestión tan impecable como la de Greenspan? -cuya principal preocupación al
elevar en un cuarto de punto el tipo de interés el 24 de agosto de 1999, por segunda vez en dos
meses, consiste en no pasar a la historia como el segundo Gobernador Benjamín Strong, al que se
le sigue imputando la responsabilidad de haber desencadenado la Gran Depresión de 1929 por
omisión, al no haber sabido frenar a tiempo la especulación de la bolsa, contra el juicio de Milton
Friedman (1963, p. 692), quien ya ha dicho que no encontramos otra vez ante una situación
similar a la de 1929. )Son todas estas ideas simplemente cuentos de la lechera? )Se trata de
enfoques más o menos visionarios de una realidad emergente, que sólo se presenta con claridad
meridiana ante los ojos de quienes se encuentran inmersos en los nuevos fenómenos? )Es otra
vez la miopía de la vieja ortodoxia económica de las cuentas saneadas, a la que Maynard Keynes
responsabilizó de haber precipitado la mayor recesión de la historia económica moderna?
)Estamos ante un nuevo gran ciclo económico de tipo Schumpeteriano, basado en la aparición de
una nueva oleada de tecnologías y empresarios innovadores? )O es más bien el reflejo de la
Afiebre del oro@ que suele acompañar a toda fase larga de expansión económica? )No serán las
fuerzas desencadenadas por la propia expansión, y especialmente el crecimiento del crédito,
apoyado en una impresionante aceleración de la velocidad de circulación debida a la innovación
bancaria (dinero de plástico, bank on line) y financiera (con centenares de instrumentos de
propósito múltiple: dinero y activo, activo y seguro, etc.), fuera de cualquier posible regulación,
las responsables de incubar un nuevo estallido, tanto más temible cuanto más deprisa se avance
hacia el precipicio? )O la deflación que empieza a asomar en algunos conjuntos de precios y
algunos países es el signo de que se avecina la aglomeración de una reestructuración masiva de
las industrias más maduras, imposible de llevar a buen término sin la cobertura de un cierto nivel
de inflación y sin medidas de gestión de la demanda, que fue la política recomendada por Keynes
a Lloyd George en 1926-28 como programa para el partido liberal (Skidelsky, 1994)? )Existen
señales -como piensa Krugman (1998)- de que la trampa de liquidez en la que se encuentra Japón
amenaza también a otros países? )Nos encontraríamos simplemente ante los efectos derivados de
una buena política de control de la inflación, perfectamente reversibles tan pronto se baje la
guardia en esta política (Romer, 1999)? )Existe un único papel para la banca -y para todo el
sistema financiero y el mercado de capitales- en los distintos países y etapas, o es inevitable,
como piensa Aoki (1999) que la banca desempeñe durante las primeras fases de desarrollo un
papel de auténtico hub o nudo de comunicaciones y de información? En suma, )existe una única
o distintas formas de capitalismo?
)No nos encontraríamos, como piensa Joseph Stiglitz (1998, 1999) -que es el economista
de referencia que a uno se le ocurriría comparar con Keynes en nuestro tiempo-, ante una especie
de fuga hacia adelante, culminación de las anteriormente emprendidas al calor del Aconsenso de
Washington@: la de la carrera desbocada y desregulada de las economías en transición (que
obligaba a mirar hacia otro lado cada vez que aparecía la conexión entre Yeltsin y el sector de la
mafia rusa engordada a base de reciclar fondos del FMI), y la del paraíso y el aparente Potosí
inversor de las llamadas economías emergentes (constituidas igualmente, la mayoría de ellas,
cabalgando a lomos del mal gobierno), una y otra sometidas al brusco aterrizaje de la crisis de
1997, que viene a ser, además, la recidiva de una crisis japonesa que dura ya toda la década y a la
que no se le ve salida, precisamente porque anidaba en un conjunto de pautas irregulares de
comportamiento económico profundamente arraigadas, hasta el punto de constituir los rasgos
característicos de todo un modo de vida, de gestión, de empresas y de banca -con sus apoyaturas
políticas- identificado todo ello como Japan INC (Yoshikawa, 1998), cuya resolución tomará
largos períodos de tiempo?
7
8
2.-
Empleo, crecimiento y convergencia: la función OCDE de
producción como función-frontera en el proceso de desarrollo.
Dilucidar si nos encontramos ante un cambio estructural de los parámetros que han venido
rigiendo el proceso de crecimiento es algo que tiene considerables implicaciones para el diseño
de la política de empleo, ya que la expansión continuada de este último ha sido la característica
del crecimiento económico moderno y su insuficiencia -especialmente de empleos asalariadospuede considerarse como un problema de atraso estructural (Espina, 1999, c). Actualmente,
mientras sólo cuatro de cada diez españoles en edad de trabajar dispone de un empleo asalariado,
en la Unión Europea la cifra es un veinticinco por ciento más alta: cinco de cada diez. En los
países nórdicos y en Estados Unidos hay más de siete asalariados por cada diez personas
disponibles; en Japón y Gran Bretaña del orden de siete, y en Francia y Alemania en torno a 55
por cada cien, cifra que se corresponde con la media de la OCDE. Esa es la principal diferencia
económica y de bienestar entre España y el conjunto de la Unión Europea: en 1995 España tenía
una tasa absoluta de salarización del 36% y 10.000 dólares (a precios y tipos de cambio PPA de
1985) de renta per cápita, mientras que Estados Unidos tenía aproximadamente el doble de
ambas magnitudes. Las medias de la UE (14 países) y de la OCDE (20 países) se encontraban
algo por debajo y algo por encima, respectivamente, de la mitad del recorrido entre ambos países.
La primera pregunta que surge es )por qué hay en España menos empleo asalariado que
en los demás países europeos? En términos históricos, la respuesta parece clara: puede decirse
que la cantidad de empleo asalariado de un país es el resultado del proceso de formación de
capital y de acumulación de iniciativa empresarial, y que constituye el mejor indicador de su
nivel de progreso económico. Para dar empleo a una proporción creciente de asalariados hace
falta que aumente la densidad de iniciativas empresariales viables y que estas iniciativas
encuentren financiación adecuada. En general, la tasa y el nivel del ahorro crecen con la renta, y
es este ahorro el que financia la inversión de capital2. Además, las expectativas de la gente
aumentan con el progreso, y quien acepta un empleo asalariado espera conseguir un determinado
salario. A su vez, para poder pagarlo el empleador necesita que la productividad del trabajo sea
proporcional a ese salario, y ello requiere una capacidad de organización empresarial y una
determinada inversión de capital por empleado, que aumentan a medida que lo hace el salario.
Simplificando mucho, la escasez de empleo en España se debe a que hasta ahora las
disponibilidades de ahorro y de iniciativas empresariales resultaban insuficientes para aumentar
la proporción de población que podía acceder a un empleo adecuado, remunerado con el salario
vigente en el mercado.
En suma, desde el punto de vista del sistema de producción la clave para explicar la
dinámica del empleo es el binomio formado por las variables, Adotación de capital por persona
empleada@ (K/L = k) y Aproductividad del trabajo@ (Y/L = y). En general, la segunda crece a
medida que lo hace la primera y esta última es la que conduce a la modernización económica y al
progreso (Kuznets, 1959): en el modelo de crecimiento de Nicholas Kaldor (1957), por ejemplo,
la incorporación del progreso técnico a la producción se lleva a cabo exclusivamente a través de
la inversión en nuevo capital. Pero el empleo sólo puede crecer si la producción crece a un ritmo
superior al de la productividad {denominando γ a la tasa de crecimiento de la variable que figura
en subíndice: γL = γY ─ γy} y en una economía abierta -única forma conocida de mantener un
ritmo razonable de modernización y mejora del bienestar- el crecimiento de la renta viene
2
La formalización más sencilla de este conjunto de relaciones es el modelo de Harrod-Domar, sintetizado
en las ecuaciones [14] a [17] del Apéndice.
8
9
determinado por la competitividad de la producción interna, que no es otra cosa que la eficiencia
en el uso de los factores de producción (capital y trabajo) en comparación con la de los otros
países. Esto es, el empleo de un país está determinado por el estado relativo del binomio {k, y},
o, lo que es lo mismo, es una función del grado de eficiencia con que se combinan esas dos
variables.
La relación entre estas dos variables a nivel macroeconómico se suele analizar utilizando
funciones agregadas de producción. En el Apéndice de este artículo y en los dos Anexos al
mismo se ha identificado, especificado y estimado una función agregada de producción para el
conjunto de países de la OCDE que cuentan con datos comparables, basada en observaciones
referidas al último siglo (1890-1994), de modo que pueda servir como referencia para estudiar el
comportamiento relativo de los países y para detectar la existencia o inexistencia de una Aruptura
del paradigma productivo vigente@ del que se habló en la primera parte. Este Aparadigma@, al que
Kuznets (1959) denominó Acrecimiento económico moderno@, ha permanecido básicamente
constante durante los dos últimos ciclos Kondratieff, que abarcan todo el siglo, desde la
introducción de la gran oleada de innovaciones de finales del siglo pasado y comienzos del actual
-que, según Chandler (1990), otorgaron a EE.UU. el liderazgo basado en el capitalismo
Amanagerial@ de las grandes empresas corporativas, que acompañó a la producción a gran escala
de acero, automóviles, petróleo, productos químicos, energía, aparatos eléctricos, teléfonos, etc.hasta la generalización de tales innovaciones tras la Segunda guerra mundial, mediante la
aplicación civil de los nuevos avances tecnológicos desarrollados durante la contienda, con la
incorporación de la aviación comercial, la química y la electrónica industriales y la organización
fordista de la producción3. De modo que esta función permite adoptar una perspectiva de muy
largo plazo para el estudio comparativo y para dilucidar si la situación que estamos presenciando
puede interpretarse como un desplazamiento Aa lo largo@ de la función de producción o debemos
concluir más bien que existe un desplazamiento Ade la@ propia función. Se trata de una cuestión
crucial para el diseño de políticas (no sólo de políticas de empleo, pero especialmente en este
campo).
La función de producción estimada adopta la forma de una ecuación Cobb-Douglas con
los siguientes parámetros (midiendo el capital y el producto en dólares de 1985 a tipo de cambio
de paridad de poder adquisitivo):
[A]
y = 15,9 · k 0,7
Lo que quiere decir que a la duplicación de la relación capital/trabajo le corresponde un
crecimiento de la productividad del trabajo del 70 por ciento (e, implícitamente, a la duplicación
del volumen de trabajo por unidad de capital un crecimiento del 30% de la productividad de éste).
En el gráfico 2, en el que se utilizan coordenadas logarítmicas, esta relación mide la pendiente de
la recta que representa la relación entre las dos variables. Como se señala en el apéndice, esta
forma de la función de producción implica que la productividad marginal del capital es positiva
pero suavemente decreciente (mirada desde arriba, la curva es convexa: vid. gráfico 1), de modo
3
Esta delimitación temporal esta marcada por la disponibilidad de los datos proporcionados por Maddison
y por la inclusión de EE.UU. y Japón. Si hubiésemos tratado sólo de Europa, el momento inicial
probablemente debería haber sido 1913, ya que el modelo de Foreman-Peck (1995) explica
razonablemente el desarrollo económico europeo del medio siglo comprendido entre 1860 y 1910 con una
riqueza en la captación de variables de la que no dispone la ecuación Cobb-Douglas. Además, el período
1870-1913 registró un rápido proceso de convergencia de los precios de los factores (concretamente de las
ratios salario/renta de la tierra) entre el viejo y el nuevo mundo derivado de la convergencia de precios de
los productos y complementario de la convergencia en los niveles de renta per cápita (vid. O=Rourke et
alia, 1996).
9
10
que en el conjunto del área se registró una ligera tendencia hacia la convergencia de la
productividad del trabajo, reflejada en el hecho de que los países con menores productividades
iniciales registraron mayores crecimientos de la variable {y}. En el gráfico 3 -que recoge las tasas
de crecimiento de {y} durante los últimos treinta años en 17 países de la OCDE, relacionadas con
su nivel de productividad en 1969- esto se refleja en la disposición de las tasas de este conjunto
de países por encima de la línea que une la productividad de 25.000 dólares y la tasa de
crecimiento del 4% y en alineación descendente. Se trata, sin embargo de un tipo de convergencia
condicional4, que resulta exclusiva para los países que disponen de marcos institucionales
relativamente homogéneos -para los que puede hablarse de un stock de capital social (KnakKeefer, 1997) superior al nivel crítico, o de la Acapacidad social@ necesaria para la
industrialización (O=Brien, 1998, p. 49)-, ya que entre 1960 y 1990 el triángulo vacío del gráfico
3 se ha visto densamente transitado por decenas de países no pertenecientes a la OCDE (vid.
Temple, 1999, gráfico 1) y la evidencia parece indicar que la tendencia observable consiste más
bien en la formación de dos Amontañas gemelas@ (una de países ricos y otra de pobres), más que
una sola montaña con tendencia a estrechar su base (Quah, 1996), lo que explica la desilusión
provocada por la globalización en muchas áreas del planeta (Gray, 1998). Esta problemática
exige disponer de modelos que generen una multiplicidad de estados estacionarios para dar
cuenta de la aparición de verdaderos Aclubes de convergencia@ (Galor, 1996). Según el más
reciente de estos modelos teóricos (Mountford, 1999), en condiciones de autarquía economías
con elevado crecimiento potencial se ven atrapadas en estados estacionarios de bajo crecimiento,
mientras que bajo un régimen de comercio internacional del tipo Heckscher-Ohlin cada economía
alcanza su propio crecimiento potencial, lo que implica estados estacionarios con distintas tasas
de crecimiento que dejan indeterminada la posibilidad de convergencia o divergencia de la renta
per cápita entre países.
INSERTAR GRÁFICOS 1, 2, 3, 4 y 5 (ver apéndice)
A largo plazo, dentro del selecto club de la OCDE el modelo neoclásico -aún despojado
de algunas de sus prescripciones distributivas, como se hace en este trabajo- parece haber
funcionado razonablemente bien5, pero incluso en este mismo contexto el gráfico 4 indica
claramente que la mayor intensidad del proceso de convergencia de los últimos treinta años hay
que imputársela sobre todo al período 1969-1985, ya que durante los últimos años decayó
considerablemente. Aunque esta nueva evidencia plantea retos adicionales para la exploración del
4
La convergencia absoluta se refiere a la aproximación de la productividad entre países, ya se defina tal
aproximación como un crecimiento de los países pobres más rápido que el de los ricos (convergencia β),
ya como una tendencia al decrecimiento de la dispersión de las correspondientes rentas per cápita
(convergencia σ), conceptos, a su vez, relacionados entre sí. En el modelo neoclásico la convergencia
condicional se refiere a la aproximación de la productividad de un país a su propio estado estacionario,
determinado, además de por el nivel inicial de dotación de capital, por sus tasas de ahorro, de crecimiento
de la población, etc. Dentro del grupo de países de la OCDE, con comportamientos económicos e
institucionales similares, puede asumirse que existe un único estado estacionario igual para todos ellos, de
modo que la convergencia condicional dentro del grupo se comporta en realidad como convergencia
absoluta: Vid. Sala-i-Martin (1996).
5
Y también para el Aclub@ de América Latina entre 1960 y 1990 -en este caso con todos sus atributos-,
para el que Rincón (1998), mide una tasa de convergencia condicional, β, de un sorprendente 6,7% anual,
con un período medio estimado para alcanzar el estado estacionario de 10,2 años, menos de la sexta parte
que el estimado para la OCDE con los parámetros de nuestro modelo (58 años).
10
11
futuro, nuestra función resulta útil para la indagación de la pauta históricamente observada y para
contrastar la eventual ruptura actual, ya que el modelo tiene la virtualidad de resultar válido tanto
para el conjunto del siglo como para sus dos mitades: entre 1950 y 1994 los dos parámetros (A =
18'4; α = 0'69) son prácticamente iguales a los estimados en la ecuación [A] para el período 18901994, lo que ratifica, cuarenta años después, la idea de Kuznets de un Aparadigma productivo@
básicamente estable a lo largo de todo el siglo XX, que se refleja también en el mantenimiento de
una ordenación de los países según su nivel de riqueza que apenas ha cambiado entre 1900 y
1992 (Kenny, 1999). Esto permite pensar en una especie de rendimientos decrecientes por clubes
(o convergencia condicional), formados mediante procesos de causación acumulativa del tipo
analizado por Arthur (1994), sin olvidar que en la evolución del indicador renta per cápita
importa tanto el numerador (producto) como el denominador (población) y la evolución de esta
última -gobernada actualmente por la tasa de natalidad- depende fundamentalmente de la
modernización política, la introducción de democracia en el ámbito local y la reducción de la
desigualdad a través de la mejora de las expectativas de movilidad entre la población (Das Gupta,
1999). Y sin olvidar tampoco que el arranque del propio proceso de industrialización depende
también de factores institucionales y políticos (Hansen-Prescott, 1998), por mucho que Ael
fenómeno que diferencia al modelo económico maltusiano del post-maltusiano sea generalmente
la aceleración del progreso tecnológico, mientras que el que separa al régimen post-maltusiano
del crecimiento moderno es la transición demográfica@ (Galor-Weil, 1998).
En el gráfico 5 se ha representado el comportamiento del binomio {y, k} español desde
1950 con relación a la función de producción secular de la OCDE. Se observa que esta última ha
funcionando como una especie de función-frontera6 del crecimiento español de la posguerra, de
modo que el proceso ha consistido básicamente en un lucha permanente por alcanzar y/o
recuperar los niveles de eficiencia y productividad del trabajo del conjunto de éste área
correspondientes a la relación capital/trabajo existente en cada momento en España. Ya veremos
que la dinámica de la dotación de capital por trabajador estuvo, a su vez, influida por el nivel de
los salarios relativos, y que la interacción entre ambos factores es la que determinó la capacidad
de creación de empleo de la economía española.
3.-
Eficiencia, salarios y rentabilidad: el binomio
productividad/dotación de capital
Para medir el grado de adecuación de cada área a la pauta conjunta del binomio {y, k}
podemos construir un indicador de eficiencia relativa {X} dividiendo la productividad del trabajo
efectivamente registrada, {y}, por la que correspondería a cada país en cada momento del tiempo
{y*} de acuerdo con la función de producción de la OCDE, dada la correspondiente dotación de
capital por trabajador {k}. Este indicador mide el grado de eficacia con que cada país utiliza los
dos recursos básicos de producción (ya que, como se indica en el apéndice, el mismo
razonamiento y el mismo indicador miden también la productividad relativa del capital, {π/π*},
debido al supuesto sobre el carácter neutral del progreso técnico). En el gráfico 6 se compara a
España con las tres áreas de la troica, y se observa que antes de la primera crisis del petróleo
tanto España como el conjunto de la UE registraban niveles de productividad acordes con los que
les correspondían según la función de producción. Japón se encontraba algo por debajo, pero
superaría al área europea entre 1975 y 1979, para iniciar a partir de ese año un descenso que no
tocaría suelo hasta 1991 (coincidiendo con el estallido de la burbuja financiero-inmobiliaria y el
6
.- Para una revisión de la literatura y el significado de la función-frontera, vid. Kalirajan y Shand (1999).
11
12
inicio del proceso de ajuste). Por su parte, Estados Unidos registró permanentemente un nivel de
eficiencia del orden del 20% superior al europeo, y una tendencia a acrecentar esta diferencia a lo
largo de los últimos quince años.
La eficiencia relativa en la utilización de los factores de producción de cada área
constituye la base económica que fundamenta su remuneración. Al mismo tiempo, en términos de
competitividad, los salarios y la eficiencia del trabajo deben avanzar pari pasu, so pena de
deteriorar la posición relativa de los costes laborales por unidad de producto del país. La
remuneración del capital, en cambio, no guarda en esto simetría con la del trabajo porque sólo
una parte de tal remuneración constituye verdadero coste (el financiero, que remunera la
utilización de los recursos ajenos empleados por las unidades productivas y que es condición
necesaria para que exista ahorro), ya que la remuneración de los recursos propios de capital de las
empresas es meramente residual: los beneficios -cuando existen- sólo se abonan una vez
retribuídos los restantes factores7. Para observar el comportamiento de los costes salariales se ha
construido un indicador -calculado según la técnica explicada en el Apéndice- que consiste en el
cociente entre la remuneración por trabajador asalariado efectivamente registrada y la
productividad marginal del trabajo {PMT} para cada nivel de dotación de capital por trabajador,
estimada a partir de la función de producción. El resultado de este indicador de la presión salarial
relativa se ha dibujado en el gráfico 7, en el que se observa que la presión española anterior a la
primera crisis del petróleo era similar a la americana y la japonesa y muy superior a la europea.
Como esta presión no venía soportada por niveles de eficiencia equivalentes (gráfico 6), la
aceleración del proceso de internacionalización económica a partir de 1977 se tradujo en un
fuerte descenso de este indicador, que no recuperaría la estabilidad hasta 1985, tres años más
tarde de iniciarse la recuperación del indicador de eficiencia y a un nivel de presión salarial
equivalente al nivel medio de la UE -y ello pese a que el nivel de eficiencia español sólo se
alinearía con el de la Unión algo más tarde-. Como la eficiencia continuó creciendo hasta 1989, el
indicador de presión salarial pudo sostenerse hasta entonces, pero aquella volvió a caer entre
1989 y 1993, lo que motivó un nuevo ajuste de la presión salarial, que sólo recuperaría su
posición estable a partir de 1997, algo por debajo del nivel medio europeo, como correspondía a
nuestro nivel de eficiencia. En general, puede decirse que la evolución española ha
experimentado durante los últimos treinta años tendencias del mismo signo que las del conjunto
europeo, aunque mucho más pronunciadas.
El caso japonés se caracterizó por un verdadero derrumbamiento de los dos indicadores
entre 1977 y 1991, lo que contradice parcialmente la consideración que se tiene comúnmente
sobre la elevada eficiencia económica de este país. Más bien, cabe afirmar que el fuerte impulso
de la competitividad japonesa durante el período previo al estallido de la crisis de los noventa no
provino de la productividad -cuyo indicador cayó casi un treinta por ciento- sino que descansó
sobre la reducción de más de un cuarenta por ciento en su indicador salarial, y ello no por una
caída en el numerador (ya que la remuneración real por asalariado creció a una tasa anual del
1,6% durante aquellos catorce años y al 1% desde 1985, exactamente el crecimiento medio de la
OCDE), sino por un fuerte aumento de la relación capital/trabajo {k}, que hizo aumentar
considerablemente la productividad marginal del trabajo estimada a partir de la función de
producción {PMT} -que es la que figura en el denominador de la fracción-, proceso al que
enseguida volveremos.
En el gráfico 8 se ha dibujado el indicador de rentabilidad relativa, construido de forma
completamente paralela al de presión salarial. En este caso, como se indica en el apéndice, el
7
Para una revisión de la literatura más reciente sobre los derechos de propiedad y la problemática de la
remuneración de los activos, vid. Maskin-Tirole, 1999.
12
13
indicador es el cociente entre el índice de rentabilidad macroeconómica -construido dividendo el
residuo del PIB no destinado a la remuneración de los trabajadores (Y-W) por el stock de capitaly la productividad marginal del capital {PMK}, estimada a partir de la función de producción,
para los niveles de la ratio trabajo/capital {i} efectivamente registrados en cada área y momento
del tiempo. Partiendo en 1971 de niveles de rentabilidad relativa muy similares (en torno al 70%
de la productividad marginal del capital a nivel agregado) Estados Unidos mejoró suavemente
durante los años setenta, experimentó una inflexión entre 1979 y 1983, coincidiendo con la
segunda crisis del petróleo, y creció desde entonces de forma autosostenida, registrando una
evolución perfectamente paralela a la de su indicador de eficiencia en el gráfico 6 En cambio,
tanto Europa como Japón experimentaron una fuerte caída durante la primera mitad de los
setenta, que se estabilizó durante la segunda, mientras que la caída española se prolongó hasta
1979. Puede decirse que este indicador es el que mejor anticipó en España la evolución del
empleo, lo que no puede sorprender, ya que -según el modelo de Kaldor- la remuneración del
capital es la principal fuente e incentivo para la inversión, y ésta el principal factor causal de la
dinámica del empleo. El gráfico 8 refleja tres hechos que explican buena parte de lo ocurrido
durante los últimos treinta años: a) desde la segunda crisis del petróleo la rentabilidad relativa no
ha dejado de crecer en Norteamérica (aunque los últimos tres años son estimaciones propias,
basadas en las previsiones sobre la evolución de las variables básicas, realizadas por la OCDE).
La separación máxima respecto a la rentabilidad Japonesa la alcanzó EE.UU. en 1991 (en que era
casi un 60% más elevada), y en 1993 respecto a la Unión Europea, momento en que el desfase era
casi de un treinta por ciento; tanto este gráfico como el 6 parecen dar la razón a los partidarios del
nuevo paradigma; b) en el caso europeo puede decirse que las grandes fluctuaciones de la
rentabilidad del capital coinciden con las del empleo, con una cierta anticipación, y, c) en el caso
de España el suelo del indicador de rentabilidad se encuentra en 0,6 y el umbral a partir del cual
se crea empleo se encuentra en el 0,7: sólo por encima de ese nivel se ha generado suficiente
inversión para cubrir al mismo tiempo la necesidad de aumentar la dotación de capital por
trabajador y para dotar de capital a un aumento neto del número de empleos.
Esta ultima es la característica del crecimiento español que conviene retener aquí. La
productividad del trabajo a nivel agregado es en España muy elevada en términos comparativos
(Espina, 1999, c): en promedio, entre 1985 y 1998, fue similar a la Japonesa y superó a la de los
países nórdicos y Australia casi en una sexta parte, y a la de Gran Bretaña en una décima parte.
La tasa española de crecimiento de la productividad fue del 2,5% durante todo el período 19711999, si bien durante los primeros catorce años fue del 3,8% (la mayor de todos lo países de la
OCDE para los que contamos con datos), y durante los últimos catorce bajó hasta situarse en el
1,3% (algo por debajo del ritmo del 1,4% registrado en el conjunto de la OCDE). Un crecimiento
tan elevado de la productividad del trabajo resultaba imprescindible para sostener un ritmo de
crecimiento del salario real que se situó en el 3,1% entre 1971 y 1985 (un 5,7%, si tomásemos el
período 1964-1979, en el que la productividad creció a un 4,4%), pero implicaba un crecimiento
de la dotación de capital por persona empleada también muy elevado (de un 6,5 % anual entre
1964 y 1979 y de un 5,6% entre 1971 y 1985, frente al 3,4% de la UE durante este último
período). Se trataba de crecimientos muy superiores al ritmo de inversión sostenible con aquella
tasa de rentabilidad, de modo que la insuficiencia en el ritmo de formación de capital hizo que el
crecimiento del producto quedase muy por debajo del de la productividad del trabajo, y el empleo
no dejó de reducirse hasta 1985.
El gráfico 8 indica que el punto más bajo de este círculo vicioso se alcanzó en 1979. Entre
ese año y 1999 el crecimiento del salario real fue del 0,8 % anual; hasta 1985 la productividad
siguió creciendo a un ritmo del 3,4 % (y la dotación de capital por empleado al 4,1%) lo que
permitió que ese año se superase el umbral de rentabilidad del 0,7 (gráfico 8) y que la inversión,
el producto y el empleo entrasen en una espiral de crecimiento dulce y buenas vibraciones hasta
13
14
1989, momento en que la rentabilidad comenzó a caer de nuevo, anticipando un movimiento
negativo del empleo. Porque en cuanto el empleo recuperó un crecimiento fuerte y aparentemente
autosostenido, los salarios nominales iniciaron un nuevo crecimiento explosivo, que se situó en el
10,1% anual entre 1989 y 1993, aunque en este caso tal crecimiento no se tradujese en una
explosión del salario real, sino sobre todo en un fuerte repunte de la inflación, que limitó el
crecimiento de aquél a un 2,6% anual durante ese cuatrienio, al que en otro lugar denominé Ael
cuatrienio de la pesadilla industrial@ (Espina, 1995). Aunque el crecimiento salarial explosivo fue
sobre todo un fenómeno monetario, en esta ocasión el espejismo habría de tener consecuencias
reales dramáticas para el empleo, porque en 1989 la peseta había entrado en el sistema Monetario
europeo y ya no cabía el recurso fácil de corregir con depreciaciones de la peseta las desviaciones
de precios internas. En esta ocasión la depreciación de la peseta, que fue tan brutal como la
desviación de inflación acumulada, no se produciría sin antes desequilibrar gravemente la balanza
por cuenta corriente, que redujo enseguida el crecimiento y deterioró la rentabilidad
drásticamente. Ésta perforó de nuevo la frontera fatídica del 0,7 en 1991, y se vio seguida por el
hundimiento de la inversión y del empleo. Un hundimiento que tuvo, sin embargo, como
subproducto positivo la recomposición de la productividad del trabajo, lo que, en combinación
con la reconducción de los salarios a partir de 1993 -que crecieron durante los seis años
subsiguientes a una tasa nominal anual del 3,23%, compatible con el contexto europeo- permitió
que el salario real y la productividad terminaran creciendo durante el decenio 1989-1999 a una
tasa anual entre el 1,1% y el 1,2%, y de esta forma el indicador de rentabilidad recuperó la cota
de 0,7 a partir de 1995, de modo que la inversión, el producto y el empleo reemprendieron su
crecimiento.
INSERTAR GRÁFICOS 6, 7, 8, 9, y 10 (ver apéndice)
Conviene detenerse en el análisis de lo ocurrido durante el último sexenio porque este
período ha registrado un cambio especialmente significativo en el comportamiento de una de las
variables básicas: la reducción del ritmo de crecimiento de {k} hasta una tasa del 1,2% anual
(frente a otra del 3% entre 1985 y 1993). En el cuadro adjunto se comparan las tasas de
crecimiento de esta variable en España y en las tres grandes zonas de la troica para los períodos
más significativos. La última columna del cuadro permite afirmar que ha existido una gradación
casi perfecta en la intensidad del crecimiento de la relación capital/trabajo durante los últimos 28
años: Japón registró el crecimiento máximo y EE UU el mínimo, situándose Europa a medio
camino entre ambos, y España mucho más cerca de Japón que de la media Europea:
CUADRO 1.- CRECIMIENTO DE LA RELACIÓN CAPITAL TRABAJO {k}
1
2
3
4
5
19711985
19851999
19851993
19931999
19711999
EE UU
0,8
0,6
0,2
1,0
0,7
Europa (8)
3,4
1,2
1,3
1,0
2,3
España
5,6
2,2
3,0
1,2
3,9
Japón
5,7
2,7
3,6
1,6
4,2
14
15
Al dividir el período en dos tramos de catorce años (columnas 1 y 2) se observa que
durante el primero (1971-85) Europa creció a un ritmo superior al cuádruple del de Estados
Unidos, mientras que en el caso de España y Japón la tasa de crecimiento fue siete veces la
norteamericana. Durante el segundo tramo de catorce años (columna 2) el desequilibrio entre
Norteamérica y el resto de las áreas se redujo a la mitad, pero esta reducción fue el resultado de
dos movimientos completamente contrapuestos, como enseguida veremos.
Ciertamente, en 1971 los desniveles entre la relación capital/trabajo de las tres áreas eran
extraordinariamente elevadas: frente a los casi 20.000 dólares de España, los 21.500 de Japón, y
los 28.500 de la UE (8 países), Estados Unidos arrancaba ya con una dotación de 44.000 $ (de
1985) de capital por persona empleada, lo que, a la vista de los niveles de eficiencia relativa del
gráfico 6 -y como postula el modelo neoclásico-, parecía comportar en aquel tiempo una ventaja
competitiva prácticamente inexpugnable. Lo más significativo del proceso fue que la emulación
desencadenada durante la década de los setenta continuó mucho más allá del momento, entre
1986 y 1992, en que cada área alcanzó la relación capital/trabajo {k} de Estados Unidos, cosa
que hizo primero Japón en 1986 -con una relación capital trabajo de casi 50.000 dólares-, después
la Unión Europea en 1989 -con una dotación media de 48.800 dólares- y, finalmente, España en
1992 -con una {k} de 50.200 dólares-. Lo sorprendente de este cuadro es que el sorpasso no
impidió que entre 1985 y 1999 la relación capital/trabajo {k} creciera en Europa a una tasa doble
que la norteamericana, y que las de España y Japón creciesen a un tasa cuatro veces superior a la
misma. Todavía más significativa fue la diferencia abismal de las tasas de crecimiento observadas
entre 1985 y 1993 (columna 3), período en que la ratio {k} europea creció a un ritmo seis veces
superior al norteamericano y las de España y Japón multiplicaron por quince y dieciocho,
respectivamente, a la de Estados Unidos. Sólo a partir de esa fecha parece observarse una cierta
convergencia en las tasas de crecimiento (columna 4), aunque hay que tener en cuenta que para la
mayor parte del período 1993-1999 sólo contamos con estimaciones y no con datos realmente
observados. Así pues, si hasta 1986-92 la superior eficiencia de Estados Unidos podía suponerse
derivada de su mejor dotación de capital por persona empleada, a partir de esa fecha no sólo
aumenta significativa y continuadamente la eficiencia productiva -como observábamos en el
gráfico 6- sino que este avance se lleva a cabo con una dotación de {k} inferior al resto de las
áreas. Este movimiento de tijeras parece reforzar la idea de que está emergiendo un nuevo
paradigma, liderado tecnológicamente por EE.UU. (Abramovitz-David, 1996).
Cualquiera que sea la verosimilitud de las conjeturas sobre los datos referidos al último
sexenio para las tres grandes áreas de la troica, la evolución española responde a datos realmente
observados, al menos hasta 1997, por lo que cabe afirmar también que la nueva fase de
crecimiento iniciada en 1995 resulta cualitativamente diferente de las anteriores, en tanto que por
primera vez el crecimiento de la inversión se ha destinado básicamente a dotar de equipo capital a
los nuevos empleados y, en muy inferior medida, a aumentar el equipamiento utilizado por el
personal ya empleado: mientras que durante la etapa 1985-1991 {k} creció a una tasa del 1,9%,
entre 1994 y 1999 lo hizo a una tasa del 0,8%.
La combinación del efecto eficiencia con el de la presión salarial relativa puede
observarse en el gráfico 9, cuyo significado es claro: el crecimiento continuo de la eficiencia
norteamericana avanzó pari pasu con el de los salarios; el estancamiento (aunque con
fluctuaciones) de la eficiencia relativa española exigió un descenso continuado y persistente del
indicador salarial, mientras que un descenso del 30% en la eficiencia provocó el hundimiento de
la ratio {w/PMT} japonesa. El comportamiento español siguió la pauta general europea, pero con
una intensidad mayor, hasta 1985. A partir de entonces el indicador salarial europeo se estabilizó,
al tiempo que la eficiencia crecía en un diez por ciento.
15
16
La relación entre eficiencia y rentabilidad es todavía más rotunda pues las tres áreas se
movieron durante los últimos 28 años a lo largo de la diagonal del gráfico 10: grosso modo la
duplicación de la eficiencia se tradujo en la de la rentabilidad, con la peculiaridad de que,
mientras EE UU avanzaba hacia el extremo superior, Japón se dirigía hacia el extremo inferior y
España daba vueltas en medio, lastrada por un índice de eficiencia que se mantuvo en torno a la
unidad. Esta fue también la posición media de la Unión Europea, hasta que a mediados de los
años ochenta se inició un rápido despegue, tanto de la eficiencia como de la rentabilidad. En todo
caso, los dos gráficos avalan la idea de que Japón ha experimentado la más completa
descomposición; que la Unión Europea no ha conseguido despegar todavía de los niveles de los
indicadores correspondientes al paradigma tradicional, y que Estados Unidos ha superado tales
niveles y se dirige con celeridad hacia una zona de eficiencia, rentabilidad y remuneración muy
superiores a las del conjunto, separándose abiertamente de la pauta señalada por la función de
producción histórica.
Los gráficos 11 y 12 examinan esas mismas relaciones entre la variable eficiencia y las de
remuneración de los factores haciendo un corte transversal con los datos medios del período
1985-1989 -centrados en 1987-, que muestran un alineamiento razonablemente ajustado de los
quince países a lo largo de la diagonal. Los aspectos más destacados de estos dos gráficos pueden
sintetizarse así: a) la eficiencia española se sitúa en el mismo nivel que la Alemana y algo por
debajo de la holandesa y belga, muy próximas estas últimas al nivel medio de la UE; b) Holanda
y España son los países de la Unión que registraban a finales de los años ochenta mayor presión
salarial relativa (y también son dos de los países con menor disponibilidad de empleos
asalariados; vid Espina, 1999, c, gráfico 1); c) en lo que se refiere a rentabilidad, Grecia se separa
abiertamente de la pauta colectiva, lo que probablemente tiene que ver con el importante peso que
el empleo no asalariado tiene todavía en ese país, de desarrollo dual; d) España se sitúa en la zona
de alta remuneración relativa del capital; el considerable diferencial con Alemania -a igual nivel
de eficiencia- puede atribuirse a la insuficiencia de ahorro interno y a la necesidad de captar
capital exterior para financiar el fuerte ritmo de crecimiento de la relación capital/trabajo { k}
que se registraba en ese período (vid. cuadro 2); e) finalmente, los dos gráficos indican que,
además de Estados Unidos, Canadá y Dinamarca registraban en 1987 excelentes indicadores, lo
que implica que estos países también se disponían a abandonar el paradigma.
INSERTAR GRÁFICOS 11, 12, 13, y 14 (ver apéndice)
El mismo movimiento de Estados Unidos con respecto a las restantes áreas se observa
claramente en los gráficos 13 y 14. En ambos gráficos la evolución española resulta zigzagueante
respecto a la senda señalada por la función Cobb-Douglas histórica, registrándose durante el
último decenio cierta tendencia hacia la utilización extensiva del capital en relación a los niveles
de productividad del trabajo efectivamente alcanzados, lo que ha constituido siempre el principal
obstáculo para la creación de empleo en España. Los casos norteamericano y japonés constituyen
el anverso y el reverso de la moneda: Estados Unidos es la zona que registra menores
crecimientos de la relación capital/trabajo, hasta el punto de verse superado por España durante el
último decenio, y mayores crecimientos de la productividad, que supera actualmente en más de
un tercio el nivel estimado por la función Cobb-Douglas. Por contraposición a esta superación del
paradigma, Japón es el país que ha demostrado una mayor propensión a la utilización extensiva
de capital, llegando a registrar en 1991 una dotación de { k} un cincuenta y uno por ciento
superior y una productividad un veintiséis por ciento inferior a las de Estados Unidos y a la
estimada a partir de la función, dada su dotación de capital. Todos estos rasgos de la evolución
japonesa resultan compatibles con la descripción realizada en la primera parte (exceso de ahorro
16
17
o trampa de liquidez; conformismo de los ahorradores; escasa competencia interior, poder de
mercado de las grandes empresas y transferencia de valor hacia ellas del resto de la economía;
rigidez laboral; insuficiente control sobre el management, etc.).
Por su parte, el caso de la Unión Europea es el más acorde con las previsiones de la
función Cobb-Douglas, si bien hay que señalar que durante la última etapa parece estarse
registrando un repunte de la productividad, que ha llegado a situarse en los mismos niveles que la
norteamericana de hace diez años. La desagregación de algunos casos nacionales que se presenta
en el gráfico 14 permite observar que Francia ha registrado permanentemente un comportamiento
superior al estimado, junto a una fuerte tendencia hacia el crecimiento de {k}, mientras que
Alemania se ha movido en zig-zag, sin pasar nunca de los 50.000 $ de capital por empleado y
mejorando su productividad durante la última etapa, siguiendo los pasos de EE.UU. Para
Bentolila y Saint Paul (1999) la diferencia entre las desviaciones de ambos países respecto a la
función de producción consiste precisamente en la mayor rigidez del mercado de trabajo alemán
(vid. Apéndice). En cambio, el Reino Unido registró un comportamiento similar al de España,
pero con un uso de capital todavía mayor.
Como síntesis de lo observado hasta aquí puede decirse que el círculo de causalidad del
empleo es el siguiente: la presión salarial relativa determina la dotación de capital por trabajador
necesaria (o la mezcla de capital y trabajo con que se llevará a cabo la producción) para conseguir
una determinada productividad con que remunerar al trabajo. Por su parte, en economías no
completamente globalizadas el nivel y la tasa de ahorro interno (relacionadas, a su vez, con la
rentabilidad del capital invertido) determinan en buena medida el volumen de capital disponible
en el interior y ésta la cantidad de empleo que se contrata en cada momento. Salarios elevados
requieren alta productividad y ésta fuertes dotaciones de capital por empleado. Así pues, la
capacidad de un país para crear empleo ha dependido históricamente de que el crecimiento
económico discurriera por una senda tal que la presión salarial relativa resultase compatible con
la acumulación de capital productivo, dados los niveles de eficiencia de la producción,
determinados, a su vez, por el ritmo de incorporación del avance tecnológico y el uso óptimo de
los recursos productivos.
4.-
España 1975-1999: un caso de desarrollo con fuerte
crecimiento de la relación capital/producto.
Los gráficos 15 a 18 presentan la evolución de las cuatro variables relevantes en España:
{w, k, q, y} y constituyen la expresión gráfica de la relación entre ellas tomadas de dos en dos: en
el gráfico 15 se observa el movimiento paralelo de {y} y {k}; en el 16 las fluctuaciones mucho
más violentas del salario que las de la productividad; en el 30 se observa que las fluctuaciones del
salario real anticipan las de la relación capital/trabajo {k}, cuyos movimientos son también
menos pronunciados que los de w; el gráfico 18 permite comparar las fluctuaciones de las
productividades del trabajo y el capital (ya que la relación capital/producto es la inversa de la
productividad del capital: q = 1/π). En este gráfico se observa la muy superior estabilidad de la
tendencia de crecimiento de la productividad del trabajo respecto a los movimientos de la
relación capital/producto, que resultan muy parecidos a los de los salarios y se producen con un
ligero retraso respecto a los mismos. La relación de estas dos variables, en combinación con la
tasa de ahorro de la economía (que en el modelo de Kaldor se relaciona con la rentabilidad del
capital) es, pues, el principal determinante de la creación de empleo.
Los gráficos 19 y 20 presentan la relación entre el salario real efectivamente percibido
(tomado de la Contabilidad nacional) y las dos ratios de capital, {k} y {q}. El salario figura en el
17
18
eje de abscisas y las ratios de capital en el de ordenadas, la primera de las cuales es de tipo
logarítmico y permite observar que la función que relaciona estas dos variables adopta la forma
exponencial que se describe en el apéndice {k = G A eλω}. Una estimación por mínimos cuadrados
ordinarios (midiendo los salarios en miles de $ y {k} en dólares) daría los siguientes parámetros:
[B]
k = 4967 A e 0,1095 A w
(R2 = 0,98)
A partir de los cuales podría afirmarse que, con nivel retributivo alcanzado actualmente
(casi 22.000 dólares de 1985 a tipo de cambio PPA), un incremento anual de mil dólares en los
salarios reales significaría otro de 5.730 en la relación capital/trabajo media, con una {k}
marginal de 6.050. Pero no sería correcto hacer esta inferencia, debido a la elevada
autocorrelación de los residuos (el estadístico Durbin-Watson es 0,23), que eleva
desproporcionadamente el valor de los parámetros y sesga la estimación. En el epígrafe E del
Anexo I se ha estimado esta misma función incorporando dos términos autorregresivos con uno y
dos retardos, respectivamente, que corrigen econométricamente aquellos problemas. Con los
nuevos parámetros {G = 58.939, λ = 0,0095} el incremento anual de mil dólares en los salarios se
traduce en otro de 684 en la media de {k} (con un marginal de 687)-. Podemos utilizar también la
nueva función completa para comparar el crecimiento estimado de {k} durante el último período
(1999) con el de otros períodos relevantes, como se hace en el cuadro 2, en el que se observa que
la tendencia registrada antes de 1994 hacia crecimientos de {k} por encima del 3,5% (con
máximos por encima del 4%, alcanzados durante los sexenios 1979-1985 y 1988-1994, que
conllevaron pérdidas masivas de empleo) parece actualmente superada, ya que la función arroja
un crecimiento para {k} que equivale a una décima parte de la registrada durante aquellos
períodos y a una tercera parte de la registrada durante el último sexenio (vid. cuadro 1):
CUADRO 2. - CRECIMIENTO REAL DE {k} POR PERÍODOS Y ESTIMACIÓN
Estimación del incremento de {k} en tasa anual:
Año 1999......... 0,4%
Tasa de crecimiento real observada por períodos:
1979-1985....... 4,1%
1988-1994....... 4,2%
1979-1994....... 3,5%
____________________________________________________________________________
En el gráfico 20, por su parte, se observa la relación entre el crecimiento de los salarios y
el de la relación capital/producto {q}, que viene a ser la combinación del gráfico anterior con el
del crecimiento de la productividad, ya que la tasa de crecimiento de {q} es el resultado de restar
a la tasa de crecimiento de la relación capital/trabajo la de la productividad de éste: { γq = γk ─
γy }. El gráfico viene a ratificar la existencia de una relación exponencial entre los salarios y las
ratios de capital, dado el superior crecimiento de éstas en relación al de la productividad.
Finalmente, los gráficos 21 y 22 analizan estas mismas relaciones en España y en la
troica. En buena medida, el primero de ellos constituye la síntesis de lo dicho hasta aquí. En
Estados Unidos la relación capital/producto apenas ha cambiado entre 1971 y 1999. A lo sumo
cabe constatar dos etapas estables al comienzo y final del período y un escalón descendente a
mitad del mismo. En este caso los salarios son los más elevados del área, pero también los que
registran un crecimiento menor (un 20% en 28 años) y no tensionan el crecimiento de {k} (vid.
18
19
Anexo I, E). En el conjunto de Europa los salarios crecieron un cincuenta y cuatro por ciento,
hasta alcanzar a los norteamericanos de comienzos de los años setenta, y la relación
capital/producto creció suavemente durante la mayor parte del período, para caer algo al final del
mismo. En España los salarios reales crecieron un 75% forzando a que la relación
capital/producto aumentase un 43%. En cambio, con un crecimiento salarial del 67%, bastante
similar al español, la relación capital/producto japonesa llegó a duplicarse entre 1971 y 1991,
para iniciar a partir de entonces un proceso de ajuste drástico que todavía se encuentra en curso.
Finalmente, el último gráfico relaciona la relación capital/trabajo con la tasa de salarización de la
población entre 15 y 65 años. Los casos de España, el conjunto de la Unión Europea y Estados
Unidos reflejan una perfecta gradación en lo que se refiere a la capacidad de creación de empleo
de las correspondientes economías: el empleo norteamericano es elevado (casi el doble que el
español en algunas etapas) y crece a fuerte ritmo porque la dotación de capital por empleado aunque elevada al comienzo del período observado- crece muy lentamente y el ahorro disponible
resulta más que suficiente para aumentar el empleo. En la Unión Europea, con una tasa
intermedia de salarización en torno al 50 %, la ratio {k} se duplicó entre 1971 y 1999, mientras
que en España, con una tasa de salarización fluctuando en torno al 35% pero estable a largo
plazo, la dotación de capital por empleado se triplicó durante el mismo período y es actualmente
superior a la de Estados Unidos y a la media europea (el caso japonés se asemeja al español, pero
la tasa de salarización es similar a la europea y el crecimiento de {k} superior al español. Esas
son las variables cruciales para explicar el problema endémico del empleo español durante los
últimos veinticinco años.
INSERTAR GRÁFICOS 15, 16, 17, 18, 19, 20, 21 y 22. (ver apéndice)
4.-
Conclusión:
A la vista de lo anterior, caben pocas dudas de que un cambio muy profundo esta
ocurriendo y de que las pautas de comportamiento de las variables económicas cruciales, que
habían permanecido relativamente estables durante los últimos cien años, han empezado a
cambiar. En el caso español el nexo causal relaciona el elevado régimen de presión salarial por el
que ha discurrido nuestro proceso de desarrollo con la altísima relación capital trabajo -lo que
tiene un fuerte impacto sobre la productividad-. El nuestro puede caracterizarse como el prototipo
de un modelo de crecimiento con elevada utilización de capital y escasa utilización de trabajo,
dinámica contrapuesta a la dotación relativa de factores de que dispone el país. Algo que ya
preocupaba a Rojo (1981) hace tiempo y que tiene que ver incuestionablemente con el régimen
semicerrado en que fraguó nuestro desarrollo económico. Sin embargo, durante los últimos
quince años la economía española ha completado el proceso de integración en la Unión
Económica y Monetaria Europea -que avanza, a su vez, hacia la globalización-, de modo que la
plena movilidad de capital ha eliminado aquella restricción, de acuerdo con el modelo de
Mundell (1968, capítulo 18).
Desaparecido este obstáculo, conviene examinar el estado de otros factores limitativos
para la creación de empleo, tales como la iniciativa empresarial -factor productivo escaso, que
sólo aumenta y mejora con la práctica-; la capacidad de innovación asociada a tales iniciativas, y
la capacidad de atracción de inversiones extranjeras -o, sensu contrario, de evitar la inversión en
el exterior del ahorro interno y las decisiones de deslocalización empresarial. Para este propósito
es crucial aumentar considerablemente el peso de los conocimientos y de las titulaciones
educativas y profesionales relacionadas con la técnica y la innovación en el conjunto del sistema
educativo español, desde la enseñanza post-secundaria hasta la universitaria politécnica, y de
19
20
romper con el carácter excesivamente abstracto y generalista de los planes de estudio de las
carreras y con el maltusianismo de los enseñantes, expandiendo fuertemente el número y la
variedad de titulaciones de un sólo ciclo, que tienen ya una fuerte demanda empresarial
insatisfecha y que constituyen la única forma de minimizar el fracaso escolar y de aumentar el
rendimiento del sistema de formación de recursos humanos especializados en las tareas de
innovación (Espina, 1997 y 1999, d). Todo ello implica corregir los Afallos institucionales@ en que
incurre el sistema universitario -y especialmente el politécnico-, cuya autonomía hace que las
políticas dirigidas a impulsar estas orientaciones resulten difíciles de diseñar e implementar sin
introducir mecanismos de mercado, aproximando el precio al coste efectivo (Bosch-Méndez,
1999) y financiando con becas las externalidades derivadas de una mayor dotación de capital
humano y de una distribución equitativa de las capacidades.
Adicionalmente, es necesario también apoyar la innovación empresarial desde el exterior
de la empresa, aumentando la densidad de servicios tecnológicos puestos a disposición de las
PYMES a través del sistema de Centros de Innovación y Tecnología, que tiene todavía un tamaño
muy limitado en nuestro país en comparación con lo que se hace en el resto de Europa, y
especialmente en Alemania, en donde la Steinbeis Foundation -en el Land de Baden
Würtemberg- constituye el modelo más avanzado para este tipo de centros de transferencia de
tecnología8.
Finalmente, hay que fomentar el espíritu emprendedor de los jóvenes, proporcionando
apoyo experto y amplias facilidades de financiación (capital riesgo, capital semilla y capital de
arranque) a nuevos proyectos empresariales -especialmente, los derivados de proyectos de fin de
carrera-, aunque soporten una alta tasa de fracaso, que se verá compensada con la rentabilidad
social derivada de la elevación del aprendizaje empresarial a través del método de prueba y error.
Ahora bien, las decisiones de inversión y de localización tienen como espacio de
referencia el continente europeo y no cada uno de los países. La convergencia de las tasas de
empleo y del nivel de riqueza exigen que España sea capaz de retener el ahorro y de atraer la
localización del mayor número de inversiones empresariales, lo que implica ofrecer condiciones
óptimas de acogida -respetando las reglas del juego limpio competitivo en esta materia- y, sobre
todo, eliminar en lo posible los factores obstaculizadores o disuasorios para la inversión y
localización de empresas. La equiparación de España en dotación de infraestructuras, la
aplicación de incentivos territoriales a la inversión en las zonas menos favorecidas y, en general,
la oferta creciente de servicios e infraestructuras empresariales de todo tipo constituyen otras
tantas condiciones necesarias para compensar las desventajas existentes en un territorio
periférico, menos desarrollado y con menores economías externas -directas e indirectas, vía
difusión tecnológica y efectos de red- que la media de la Unión Europea.
La constatación de las dificultades productivas por las que atraviesan las manufacturas
tradicionales dentro de las economías más desarrolladas y la necesidad de afrontarlas con mejoras
de productividad es la única coincidencia que se registra entre los partidarios de la nueva era y los
que piensan que lo ocurrido en Norteamérica durante este decenio es una afortunada combinación
de causas que sólo suceden una vez (Krugman, 1999), con tres fenómenos nada misteriosos: las
mejoras introducidas en la medición de los deflactores de la Contabilidad Nacional, el
comportamiento procíclico de la productividad y una impresionante mejora de la productividad
en la producción de ordenadores, sector que no pesa más que un uno por ciento del PIB
8
Con sede en Stuttgart, esta Fundación desarrolla más de 20.000 proyectos al año, cuenta con 3.400
personas y 370 centros de transferencia y obtiene unos ingresos anuales de 150 millones de DM (Vid.
Steinbeis Foundation Report, 1998; para el caso español: Espina 1999,d).
20
21
americano. En contraste con ello, la productividad del sector manufacturero y muy especialmente
la industria de bienes duraderos -desgajada la electrónica y eliminado el efecto cíclico- estaría
teniendo en 1995-99 un comportamiento peor que el del período 1972-1995 (Gordon 1999). De
ahí la preocupación unánime por facilitar la incorporación de nuevas tecnologías que eviten la
total deslocalización de la producción manufacturera de las áreas más avanzadas (un tipo de
producción sin la que el empleo menos cualificado resulta particularmente escaso), lo que choca
con los viejos hábitos y con el marco institucional que regula el funcionamiento del mercado de
trabajo y de otros mercados, problema compartido por España con los principales países del
continente europeo, pero que es aquí mucho más acuciante porque también lo es el problema del
empleo y porque la incorporación del país al proceso de armonización institucional en el
continente es todavía reciente.
Por eso, el factor verdaderamente estratégico consiste en la plena homologación de la
regulación y en la evaluación permanente del funcionamiento de las instituciones españolas
respecto a a las mejores prácticas de los países más industrializados: empezando por llevar a cabo
el benchmarking de la regulación del mercado de trabajo, la legislación y las instituciones
mercantiles, financieras, de insolvencias y de supervisión bancaria, o de regulación y defensa de
la competencia, hasta el funcionamiento rápido, transparente y responsable de la justicia y de
todos los poderes públicos. Sin una actuación decidida de armonización institucional, España no
se beneficiará de la nueva edad dorada pàra el crecimiento y el empleo (vid Espina, 1999, c).
21
22
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-Solow, Robert (1957), ATechnical Change and the Aggregate Production Function@, Review of
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-Stiglitz, J. (1999), AWither Reform? Ten Years of Transition@, World Bank Anual Conference on
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-Temple, Jonathan (1999), AThe New Growth Evidence@, The Journal of Economic Literature,
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-Tinbergen, Jan (1959), AComparative Studies of Economic Growth@, en The Comparative Study
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Golden Age?, The Journal of Economic Perspectives, vol. 13, n1 2, primavera. pp. 69-90.
25
26
APÉNDICE: LA FUNCIÓN HISTÓRICA DE
PRODUCCIÓN DEL SIGLO XX
(OCDE: 1890-1994)
Aunque la función de producción finalmente utilizada en el artículo es la de Solow-Swan,
el punto de partida del trabajo fue el Amodelo neo-keynesiano para las economías en
crecimiento@, de Adelman (1961, cap. VII), que constituye, que yo sepa, la primera
generalización de aquél, realizada a partir de los trabajos de Solow (1956) y de Kaldor (1957).
Los símbolos utilizados y las definiciones de las principales variables empleadas aquí son las de
Barro-Sala (1995) -que se han convertido en notación estándar- con alguna adición consistente
con ellas para acomodar las variables adicionales de Adelman. En síntesis, estas definiciones, así
como la de las principales ratios y tasas de variación son las siguientes:
Definiciones:
P ≡ Población; Y ≡ Renta ≡ PIB; K ≡ Capital no residencial; L ≡ Trabajo (empleo total); Ls
≡ Trabajo asalariado; W ≡ Salarios (Remuneración de asalariados de C.N.); B ≡ Beneficios; S ≡
Ahorro total; C ≡ Consumo; I ≡ Inversión ≡ FBC (Formación bruta de capital); D ≡
Depreciación; N ≡ Acumulación ≡ FNC (Formación neta de capital).
Ratios:
Renta per cápita:
Productividad media del trabajo:
Relación capital-trabajo:
Requerimientos de trabajo por unidad de capital:
Relación capital-producto:
Productividad media del capital:
Propensiones: consumo, ahorro, tasa depreciación:
Salario y tasa de beneficios:
Participación de los beneficios en la renta:
Participación de los salarios en la renta:
Tasas de salarización y ocupación:
{y ≡ Y/P}
{y ≡ Y/L}→{y= π · k = k/q}
{k ≡ K/L}→{k = y/ π = y · q}
{i ≡ L/K = 1/k}
{q ≡ K/Y }→{q = k/y}
{π ≡ Y/K = 1/q}→{ π = y/k}
{c ≡ C/Y; s ≡ S/Y; δ ≡ D/K}
{w ≡ W/Ls; r ≡ B/K = (Y-W)/K}
{Sh(B) ≡ B/Y = (Y-W)/Y}
{Sh(W) ≡ W/Y = (Y-B)/Y}
{ls ≡ L s /P // l = L/P}
Las tasas de crecimiento de las variables compuestas (normalizadas sobre el período 0 a
1), que se representan por la letra γ con el correspondiente subíndice, equivalen a la suma o resta
de las variables que entran en su composición por producto o cociente9:
{γy = γk + γπ // γk = γy + γq // γπ = γy + γi // γy = γY + γP // γq= γk ─ γy}
Ya que: { e γq = e γk / e γy // Ln e γq = Ln e γk ─ Ln e γy // γq= γk ─ γy}
9
Para niveles de las tasas de un dígito, esta regla puede aplicarse también a las tasas porcentuales de
crecimiento, con una aproximación del primer decimal.
26
27
El Modelo General de Adelman:
Adelman parte de la función :
[1]
{Y = AKα Lη }
{η≡ε─α +1
Y ε ≡ ─ 1 + α + η}
Que es una función homogénea de grado: {η + α = ε + 1}. El parámetro A, que representa el
progreso técnico, puede ser constante o una función del tiempo (A • eψt), siempre que sea neutral
en el sentido definido por Hicks, de modo que su incorporación no modifique la relación
marginal de sustitución entre factores. El parámetro ε es el que define la existencia o inexistencia
de rendimientos a escala de la producción (con ε = 0 los rendimientos son constantes y con ε
positivo o negativo los rendimientos son crecientes o decrecientes, respectivamente)10. Sólo en el
caso de rendimientos constantes, con elasticidad de sustitución unitaria, la función [1] puede
expresarse en forma reducida (como relación exclusiva entre las ratios k e y, o, alternativamente,
de forma por completo simétrica, entre i y π). Así pues, con carácter general:
[2]
{Y (1─ L)ε +1 = A • eψt • kα }
{Y (1/K)ε +1 = A • eψt • i1-α }
[3]
{y = A • eψt • kα • Lε }
{π = A • eψt • i1-α • Kε}
y, expresada en forma lineal:
{Lny = LnA + ψt + α•Lnk + ε}
{Lnπ = LnA + ψt + (1-α) • Lni + ε•LnK}
diferenciando [3] y dividiendo por y, o por π (en donde ∆ indica incremento de la variable por
unidad de tiempo):
[4]
∆y/y = γy = ψ + αγk+ ε γL
∆π/π = γπ = ψ + (1-α)γi + ε γK
Esto es, la tasa de crecimiento de la productividad del trabajo equivale a la suma de la del
progreso técnico más una fracción {α} de la tasa de crecimiento de la dotación de capital por
persona empleada, más la tasa de crecimiento del empleo multiplicada por el coeficiente de las
economías de escala de la producción (y, de forma simétrica para la del capital). En realidad,
suponiendo que el progreso técnico es neutral -admitiendo la evidencia presentada por Solow
(1957), especialmente verosímil cuando de lo que se trata es de capturar las relaciones a muy
largo plazo- sus efectos serán equivalentes a los de las economías de escala de la producción y
tendrán los mismos efectos que éstas (Adelman, pp. 127 y ss.), de modo que en la estimación
econométrica sus efectos pueden considerarse acumulados al parámetro A (en tanto ejerzan una
influencia constante) y al parámetro de las economías de escala (en tanto el progreso técnico
refuerce la eficiencia productiva del empleo, o la del capital11). Además, como se indica en el
anexo II, una primera estimación del modelo permitió concluir que el parámetro ε no es
significativamente distinto de cero, y ello tanto para el período largo de más de un siglo (18901994) como para el de casi medio siglo final (1950-1994), lo que concuerda con la evidencia
10
En realidad, el parámetro de escala de Adelman funciona con el signo cambiado porque se define (p.
118) como {ε ≡ 1 - α - η}. Lo he transformado (modificando todos los desarrollos) para que resulte más
lógico e intuitivo.
11
El efecto del progreso técnico en el modelo de Kaldor es el mismo que el que se produce al aumentar la
cantidad de empleo, por lo que se le denomina Aaumentador del trabajo@ (labor-augmenting). Barro y Sala
demuestran que si el progreso técnico es de estas características, el modelo de crecimiento tiene un estado
estacionario con tasas de crecimiento constantes (P. 54). La evidencia presentada por Solow se refiere a un
progreso técnico Aaumentador del capital@, pero bajo el supuesto de que no modifica la relación marginal
de sustitución entre factores, el progreso técnico es igualmente Aaumentador@ del trabajo y el capital.
27
28
empírica analizada por Backus et al (1992), de modo que en nuestro modelo el parámetro del
progreso técnico es constante y la función cuyo desarrollo nos interesa es la Cobb-Douglas:
[5]
[6]
[7]
Forma extensa
Forma intensiva (productividad media del trabajo):
Forma intensiva (productividad media del capital):
Forma intensiva (relación capital/producto):
Forma log-lineal:
{Y = AKα L1-α }
{y = Akα}
{y = y/k =Akα-1 =Ai1- α}
{q = k/y = k1- α /A = i α-1/A }
{Lny = LnA + α•Lnk}
{Lnπ = LnA + (1-α) • Lni = LnA + (α-1) • Lnk }
Y en estas condiciones las tasas de crecimiento de la productividad de los factores de la
expresión [4], quedan explicadas simplemente como el producto de α, o (α-1), por la tasa de
crecimiento de la dotación de capital por persona empleada, k (o de la utilización de trabajo por
unidad de capital, i):
[8]
Tasa de crecimiento de y:
Tasa de crecimiento de π:
Tasa de crecimiento de q:
{∆y/y = γy : γy = αγk}
{∆π/π = γπ : γπ = (1-α) • γi = (α -1) • γK}
{∆q/q = γq : γπ = (1-α) • γk}
Las productividades marginales del trabajo (PMT) y el capital (PMK) se obtienen
diferenciando el producto respecto al empleo y el capital en [5]:
[9]
{MY/ML = AKα (1-α) • L- α = A • (1-α) • k α}
{MY/MK = AL1- α • αKα-1 = A • α • i1- α}
El modelo neoclásico analiza las propiedades de los estados de la economía en que los
factores de producción se remuneran a sus correspondientes productividades marginales {w =
MY/ML // r = MY/MK}, en cuyo caso {1-α} y {α} equivalen a la parte de los salarios y los
beneficios en el PIB {Sh W // Sh B}, que quedan determinadas de forma endógena al modelo.
Pero como lo que nos interesa es diseñar instrumentos para el análisis empírico, y resulta que no
es posible medir directamente la productividad del trabajo asalariado (sólo podemos observar
indirectamente su evolución a través del cociente PIB/empleo, que se aproxima paulatinamente a
aquél a medida que avanza el crecimiento moderno, pero que es muy diferente de él en las etapas
más tempranas, como se vio en la segunda parte); y como tampoco es posible separar la parte de
la remuneración de los autoempleados o de los gestores no propietarios que corresponde a su
trabajo de la que corresponde a su participación en las rentas del capital -ni diferenciar la
remuneración del capital no residencial, que es el que se toma en consideración como factor de
producción, de la del resto del capital-; y, lo que es más importante, como los bienes públicos
derivados de la presencia del capital público en el stock de capital total son, por definición, no
imputables (vid. para EE.UU. Fernald, 1999 y para España, Roca- Pereira, 1998) como tampoco
lo es el fruto del llamado Acapital social@, este conjunto de limitaciones aconseja tomar las
expresiones [9] simplemente como punto de partida para la construcción de unos indicadores
comparativos de la relación entre los factores y sus correspondientes productividades marginales
a lo largo del tiempo {w/PMT = (W/Ls)/PMT // r/PMK = (B/K)/PMK = ((Y-W)/K)/PMK},
indicadores que miden la situación relativa en cada país y período en relación a un estándar
común, permitiéndonos realizar las comparaciones que figuran en la tercera parte del artículo. Si
pudiésemos observar directamente la productividad del trabajo asalariado y formular una función
exclusivamente basada en el mismo (tomando Ls en lugar de L), o bien si todo el empleo fuese
empleo asalariado (supuesto que subyace al modelo neoclásico, ya que a él se refiere todo el
razonamiento sobre el estado de equilibrio estacionario), entonces la participación efectiva de los
28
29
salarios en la renta nacional sería igual a nuestro indicador salarial multiplicado por {1-α}, ya que
si L = Ls:
[10]
{w / (MY/ML) = (W/L)/AKα (1-α) • L- α = W/[A • (1-α) •L• k α] =
= W/Y• (1-α) = Sh (W) / (1-α)≡ W/PMT}
e igualmente la participación del capital sería igual al indicador de rentabilidad multiplicado por
{α}:
{r / (MY / MK) = .............. = B/Y • α ≡ Sh(K)/ α ≡ r/ PMK}
Bajo este mismo supuesto, el indicador de costes laborales unitarios utilizado en la
segunda parte del artículo -además de representar la proporción del coste unitario empleado en
salarios- vendría a confundirse con la participación de los salarios en la renta nacional (y la tasa
de rentabilidad unitaria, T.R.U., con la participación de los beneficios), ya que:
[11]
{C.L.U. ≡ w/y = W/L •y = W/Y = Sh(W)}
{T.R.U. ≡ r/ π = B/K • π = B/Y = Sh(B)}
En lo que se refiere al empleo, ésta es otra fuente de desviación entre el modelo
neoclásico y la realidad del desarrollo económico realmente observable, ya que la dinámica del
crecimiento implica un trasvase progresivo de formas de empleo menos productivas, muchas de
las cuales no entran dentro de la categoría de trabajo asalariado, al empleo más productivo de las
empresas modernas. En parte, la determinación mediante mecanismos de negociación de las
tarifas salariales en los mercados de trabajo de ámbito externo a la empresa -y no a través de
mecanismos Aneoclásicos@, más o menos automáticos- tiene que ver con esta imposibilidad de
determinar exactamente a nivel macroeconómico la parte del producto imputable a la
intervención del trabajo asalariado. Bentolila y Saint-Paul (1999) demuestran que, a nivel
desagregado, si el trabajo se remunera con su productividad marginal, existe una relación de
complementariedad entre la participación del salario en el producto y la ratio {q}, a la que
denominan curva de participación del capital. Utilizando una muestra de 14 industrias y 14
países durante el período 1973-93 encuentran evidencia de que en EE.UU. y Alemania los
cambios en los salarios, el progreso técnico y el tipo de interés real explican tan sólo una pequeña
parte de las fluctuaciones de la relación entre {w} y {q} a lo largo de aquella curva y atribuyen la
responsabilidad principal de tales fluctuaciones al desfase entre el coste-oportunidad del trabajo y
el salario, imputables fundamentalmente a la mayor rigidez del mercado de trabajo alemán.
El segundo indicador utilizado en la tercera parte es el cociente entre las productividades
de los factores efectivamente observadas en cada país y período y las estimadas por medio de
nuestra función de producción {representando las estimaciones por el símbolo de la variable
seguida de asterisco: y/y*; π/π*}, dadas las relaciones k e i existentes en cada caso, con lo que se
obtienen indicadores del nivel de eficiencia conseguido por cada país a escala macroeconómica
en relación con un criterio estándar de medición. Como consecuencia del carácter doblemente
neutral del progreso técnico, este indicador es idéntico para las productividades del capital y del
trabajo, ya que (denominando X a este indicador):
[12]
{X = π / π* =(y/k) / π* = (y/k) / (y*/k) = y/y*}
29
30
De modo que la relación entre empleo y eficiencia de la que se habla en el texto sería: l s = f (X).
Como la función Cobb-Douglas cumple las tres condiciones de Imada (rendimientos
constantes a escala; rendimientos positivos pero decrecientes para cada imput, y productividades
marginales que tienden a cero o infinito a medida que las cantidades de los factores tienden a
infinito o cero, respectivamente), la pauta de desarrollo económico observada implica la
existencia de un estado estacionario en el que todas las variables per cápita crecen a la misma
tasa que el progreso técnico. Para el caso de que éste fluya de una manera regular, a una tasa más
o menos constante, Barro y Sala (1995, I, pp. pp. 19-38) han diseñado un indicador de la
velocidad a la que cada economía puede aproximarse a ese estado estacionario, o parámetro de
convergencia, β, que viene dado por la expresión:
[13]
{β = (1-α) • (ψ + γL + δ}
Y, si la tasa de crecimiento del empleo acaba convirtiéndose en la de la población, con
una tasa de crecimiento del progreso técnico exógena del orden del 0,02 anual, otra de la
población del 0,01, y una tasa de amortización del 0,05, cuando el parámetro α de la función de
producción se sitúa en 0,75 el de convergencia resulta algo superior al 0,02 (Ibíd. p. 38), lo que
implica que el desfase inicial entre la productividad del trabajo -y la renta per cápita- de cada
economía respecto a su nivel de estado estacionario se cubre a una tasa del 2% anual, de modo
que la mitad del desfase se supera en 35 años y las tres cuartas partes en 70. El cálculo que se
deriva de la función estimada en el anexo I de este artículo para aquellos mismos niveles de
progreso técnico y de crecimiento de la población es algo superior (β = 0,024), y, siguiendo el
mismo procedimiento de cálculo de estos autores (p. 37, nota 11), la mitad del desfase tarda en
superarse 29 años [Ln (2)/0,024], y las tres cuartas partes 46 [Ln (3)/0,024]. Naturalmente, estas
expectativas de convergencia, y casi todo el razonamiento acerca de la misma, pierden buena
parte de su sentido si el progreso técnico no fluye a ritmo constante sino que entra en una etapa
de irrupción explosiva y de distribución asimétrica, como puede estar sucediendo en la
actualidad, a la vista de la evidencia recogida en la tercera parte.
El efecto sobre la renta per cápita de una irrupción de innovaciones técnicas
aumentadoras del trabajo y del capital se comprueba fácilmente utilizando el modelo HarrodDomar, en la forma en que ya lo hiciera Tinbergen (1959) hace cuarenta años. En efecto:
[14]
{sY = I = q•∆Y}
[15]
{γY = ∆Y / Y= s / q = s • π}
y, utilizando la propiedad de descomposición de las tasas de las variables compuestas:
[16]
{γy = γY - γL = s • π - γL = s • π - γI - γP}
[17]
{γy = γY – γP = s • π – γP}
Suponiendo que la propensión a ahorrar y la tasa de crecimiento de la población no
varían, la mejora en la productividad del capital inducida por el progreso técnico se transmitirá
automáticamente a la renta per cápita, de modo que si tales mejoras de eficiencia son asimétricas
se producirá divergencia en lugar de convergencia. Como el ritmo de incorporación del progreso
técnico en las economías de la OCDE depende fundamentalmente de la flexibilidad en el
mercado de trabajo, ésta se convierte en una de las claves explicativas del crecimiento de la renta
per cápita.
30
31
Finalmente, para medir el efecto retroactivo de los salarios sobre la relación
capital/trabajo la función estimada en el anexo I-E y explicada en la tercera parte tiene la forma:
[18]
{k = G • eλw}
cuya forma log-lineal es:
{Lnk = LnG + λw}
Y la tasa instantánea de cambio proporcional de k (o sea, la relación capital-producto marginal,
con respecto a las variaciones en el salario) es la derivada de la función [18]:
[19]
{Mk / Mw = λ•G•eλw}
Corolario:
En una economía completamente abierta y con negociación centralizada de salarios la
maximización del bienestar por parte del negociador sindical se consigue autolimitando el
crecimiento salarial para controlar el crecimiento de {k} y permitir un rápido crecimiento de {ls},
ya que, dada la propensión a ahorrar y el stock de capital acumulado, {ls} es función de {k} y
ésta, a su vez, es función de {w}. Esta estrategia -que coincide con la observada en Suecia por
Esping Andersen y Friedman- exige un considerable grado de flexibilidad laboral, única forma de
incorporar progreso técnico y eficiencia en un contexto de escaso crecimiento de la dotación de
capital por trabajador, que es la forma en que el modelo neoclásico y el de Kaldor explican el
crecimiento de la productividad del trabajo (siendo el salario en este caso una variable endógena).
El diseño y la aplicación de una estrategia de este tipo en un marco democrático de relaciones
industriales implica la existencia de agentes colectivos con elevada capacidad de aprendizaje, ya
que el impacto del progreso técnico resulta similar al de los rendimientos crecientes y (por
contraste con la economía neoclásica) existe una fuerte conexión entre una economía con este
tipo de rendimientos y el problema del aprendizaje de los agentes (Arthur, 1994, capítulo 8). Lo
observado a lo largo de este decenio permite ser optimistas en este aspecto (Espina, 1999, a).
31
32
ANEXO I: ESTIMACIÓN DE LA FUNCIÓN
A.- Estimación definitiva: período 1890-1994
OLS // La variable dependiente es Ln y// Muestra:
1 68// Observaciones: 68
Ln y =Ln A+α ALn k [y = Y/L; k = K/L; y = AAkα; Y=AAKα AL(1-α))]
Coeficiente Error Estand. Estadístico-t Probabilidad.
Ln A 2.768999
0.251599
11.00561
0.0000
α
0.701822
0.025218
27.83061
0.0000
R-cuadrado
R-cuadrado ajustado
E. E. de la regresión
Sum. de resid. cuadráticos
Verosimilitud Log.
Est. Durbin-Watson
0.921479
0.920290
0.215008
3.051063
9.048782
1.736105
Media de la var. dependiente
Desv. Est. var. dependiente
Criterio de Akaike (info)
Criterio de Schwarz
Estadístico-F
Prob. (Estadístico-F)
9.733446
0.761546
-3.045194
-2.979914
774.5429
0.000000
Esta es la función definitivamente adoptada: el contraste de heteroscedasticidad de White
arroja como resultado F = 5,355 (con probabilidad 0,007) lo que implica perturbaciones
homoscedásticas e independientes de los regresores, de modo que la especificación del modelo
lineal resulta adecuada.
Previamente se había comprobado que no existen rendimientos de escala, estimando el
modelo Ln y = Ln A + α A Ln k + ε•L, pero el ajuste por OLS indicó que el coeficiente de escala
no resulta significativamente distinto de cero (t = 0,4, con probabilidad 0,69 de ε = 0) (el
contraste de White dio F = 3,07), y, con una aproximación de dos cifras decimales, los dos
coeficientes permanecen idénticos:
B.-
Falsación de hipótesis de economías de escala: período 1890-1994
OLS // La variable dependiente es Ln y// Muestra: 1 68// Observaciones: 68
Ln y = Ln A + α ALn k + εL [y = Y/L; k = K/L; y = AAkαALε Y=AAKα AL η) // α+η = 1+ε]
Coeficiente Error Estand. Estadístico-t Probabilidad.
Ln A
α
ε
2.765074
0.701203
4.25E-07
0.253407
0.025427
1.06E-06
R-cuadrado
R-cuadrado ajustado
E. E. de la regresión
Sum. de resid. cuadráticos
Verosimilitud Log.
Est. Durbin-Watson
10.91158
27.57707
0.399256
0.921671
0.919261
0.216390
3.043599
9.132061
1.736072
0.0000
0.0000
0.6910
Media de la var. dependiente
Desv. Est. var. dependiente
Criterio de Akaike (info)
Criterio de Schwarz
Estadístico-F
Prob. (Estadístico-F)
9.733446
0.761546
-3.018232
-2.920312
382.4187
0.000000
Se verificó también la estabilidad del modelo a largo plazo, comprobando que los
parámetros estimados para la muestra completa -que incluye 16 observaciones anteriores a 195032
33
no varían significativamente cuando se lo estima tan sólo para las 52 observaciones tomadas
desde 1950: Las variaciones en los coeficientes con esta muestra corta son mínimas, aunque el R
cuadrado baja algo y también el Durbin Watson, pero la estimación es igualmente robusta e
insesgada, como indica el contraste de White (F = 5,65).
C.- Estimación de la muestra corta: período 1950-1994
OLS // La variable dependiente es Ln y// Muestra: 17 68// Observaciones: 52
Ln y =Ln A+α ALn k [y = Y/L; k = K/L; y = AAkα; Y=AAKα AL(1-α))]
Ln A
α
Coeficiente Error Estand. Estadístico-t
Probabilidad.
2.913523
0.689427
0.0000
0.0000
0.374079
0.036233
R-cuadrado
R-cuadrado ajustado
E. E. de la regresión
Sum. de resid. cuadráticos
Verosimilitud Log.
Est. Durbin-Watson
7.788530
19.02783
0.878658
0.876231
0.190790
1.820039
13.37723
1.433358
Media de la var. dependiente
Desv. Est. var. dependiente
Criterio de Akaike (info)
Criterio de Schwarz
Estadístico-F
Prob. (Estadístico-F)
10.01360
0.542313
-3.275463
-3.200415
362.0585
0.000000
Finalmente, y aunque con menor rotundidad, también para la muestra corta puede
aceptarse que η = 1-α y rechazarse la hipótesis de rendimientos de escala (para el parámetro ε de
L, t = 0,94, con probabilidad 0,35 de que sea nulo) (el contraste de White dió F = 3,96). Con una
aproximación de tres cifras decimales, el parámetro α permanece idéntico:
D.- Falsación de hipótesis de economías de escala: período 1950-1994
OLS // La variable dependiente es Ln y// Muestra: 17 68// Observaciones: 52
Ln y = Ln A + α ALn k + εL [y = Y/L; k = K/L; y = AAkαALε Y=AAKα AL η) // α+η = 1+ε]
Ln A
α
ε
Coeficiente Error Estand. Estadístico-t
Probabilidad.
2.894096
0.689214
9.07E-07
0.0000
0.0000
0.3536
0.375113
0.036278
9.68E-07
R-cuadrado
R-cuadrado ajustado
E. E. de la regresión
Sum. de resid. cuadráticos
Verosimilitud Log.
Est. Durbin-Watson
7.715266
18.99818
0.936566
0.880792
0.875926
0.191025
1.788031
13.83854
1.423474
Media de la var. dependiente
Desv. Est. var. dependiente
Criterio de Akaike (info)
Criterio de Schwarz
Estadístico-F
Prob. (Estadístico-F)
33
10.01360
0.542313
-3.254744
-3.142172
181.0231
0.000000
34
E.-
Estimación (AR) de la función {k = G • eλw} bajo la forma:
{ Lnk = LnG + λw }: España: período 1963-1999 (w medido en
miles de $; k en dólares de 1985)
LS // La Variable Dependiente es Ln k
Muestra (ajustada): 3 37
Observaciones incluidas: 35 después de ajustar los puntos finales
Convergencia alcanzada tras 16 iteraciones
Ln G
λ
AR(1)
AR(2)
Coeficiente Error Estand. Estadístico-t
Probabilidad.
10.98426
0.009464
1.661829
-0.676933
0.0000
0.1068
0.0000
0.0000
0.342671
0.005699
0.126841
0.122881
32.05480
1.660749
13.10166
-5.508843
R-cuadrado
R-cuadrado ajustado
E. E. de la regresión
Sum. resid. cuadráticos
Verosimilitud Log.
Est. Durbin-Watson
0.999396
0.999338
0.011518
0.004112
108.6967
1.689430
Media de la var. dependiente
Desv. Est. var. dependiente
Criterio de Akaike (info)
Criterio de Schwarz
Estadístico-F
Prob. (Estadístico-F)
Raíces Invertidas de AR
0.95
0.71
10.40976
0.447527
-8.820548
-8.642794
17100.55
0.000000
El contraste de causalidad de Granger (con dos y más retardos) dio un estadístico F = 4,18
lo que indica que la probabilidad de que {Ln k} no esté determinado por {w} es 0,025. Esta
ecuación fue utilizada para estimar el crecimiento de {k} durante el último período de la serie
(aunque puede utilizarse también para simular su respuesta frente a hipotéticos crecimientos de
{w}) con el resultado que se ofrece en el texto.
En cambio, al tratar de estimar esta misma ecuación en el caso de Estados Unidos para el
período 1971-1999, los parámetros LnG y λ no resultan significativamente distintos de cero, ya
que los estadísticos t son 0,026 y -0,04 con probabilidades para la hipótesis nula de 0,98 y 0,97,
respectivamente. Consecuentemente, el contraste de White dio F = 0,96 (Probabilidad 0,39), lo
que implica perturbaciones heteroscedásticas, no independientes de los regresores y una
defectuosa especificación del modelo. En cambio, el test de causalidad de Granger (con dos y
más retardos) indica (F = 6,5) que en este caso el nexo causal va en dirección inversa; la
probabilidad de que los salarios (w) no estén determinados por la relación capital/trabajo (Ln k)
es prácticamente nula (P = 0,006), como postula el modelo neoclásico.
34
35
ANEXO II: PAÍSES Y AÑOS QUE ENTRAN EN
EL CÁLCULO DE LA FUNCIÓN
AÑOS PAÍSES 1:
A
1890
1913
1929
1938
1950 X
1960 X
1973 X
1987 X
1994 X
B
X
X
X
D
F
X
X
X
X
X
X
X
X
G
H
X
X
X
X
X
RU FI N
X
X
X
X
X
X
X
X X X
X X X
S
C
X
X
X
X
EU
X
X
X
X
X
X
X
X
X
J
X
X
X
X
X
X
X
X
X
AU E*
X
X
X
X
X
X
X X
X X
X X
NOTA*: EN LUGAR DEL AÑO 1938, SE TOMA EL AÑO 1940
NOTA 1.- A: Alemania; B: Bélgica; D: Dinamarca; F: Francia; G: Grecia; H: Holanda; RU: Gran
Bretaña; F: Finlandia; N: Noruega; S: Suecia; C: Canadá; EU: Estados Unidos; J: Japón; AU:
Australia; E: España
FUENTES DE DATOS: En general, siempre que existe y no se indica otra cosa he preferido
utilizar las series de la base de datos MEI (Main Economic Indicators) de la OCDE, actualizada
en octubre de 1998, proporcionada por la BDSICE del MEH (lo que implica que algunos de los
datos referidos al último período son proyecciones de la propia OCDE). Los datos sobre capital,
en general, provienen de OCDE (1997) y corresponden al concepto stock de capital neto total no
residencial a precios constantes (estructura más equipamiento, excluyendo la vivienda),
convertidos a precios y a dólares de 1985 y a tipo de cambio de paridad de poder adquisitivo
(PPA), según la estimación de este último realizada por Eurostat. Para el Reino Unido, Estados
Unidos, y Japón durante el período 1890-1987, y para Alemania, Francia y Holanda (para el
período 1950-1987), los datos de capital y la base para completar los de empleo y producción
provienen de Maddison (1991). También con la ayuda de las estimaciones de Maddison -para
completar las series de capital que figuran incompletas en OCDE (1997)- he estimado el capital
público para EE.UU. y transformado las series japonesas de stock y formación de capital bruto
del sector privado en otras de capital neto total no residencial. Estas cifras se han utilizado para
realizar el análisis ulterior que figura en el texto del artículo y en los gráficos, aunque no para
estimar la ecuación, en que sólo se tomaron en consideración los datos de Maddison o los de la
OCDE (no las proyecciones), sin otra transformación que la del año de referencia y el tipo de
cambio. También para transformaciones y agregaciones posteriores a la estimación de la
ecuación, se han prolongado y completado las series de capital neto utilizando la de formación
bruta de capital fijo a precios constantes de la OCDE y manteniendo fija la tasa de amortización
implícita observada en el período más próximo para el que se dispone de estimaciones directas.
Se excluyó a Italia de todos los cálculos porque la serie de capital de OCDE (1997) resulta
inconsistente con el resto, ya que supondría una relación capital/trabajo doble sistemáticamente
de la media del conjunto OCDE.
35
36
Para España, las series actuales son las de la base de datos BDSICE del MEH, cuando y
hasta donde existen (para Contabilidad Nacional, desde 1954), transformadas de año base y tipo
de cambio. La serie básica de capital para 1964/1997 -y la de capital público de la
Administración Central (agregando a la cifra general la de puertos, aeropuertos y confederaciones
hidrográficas) desde 1900- es la del IVIE (1996), complementada con las últimas estimaciones
hasta 1997 proporcionadas amablemente por Ezequiel Uriel. La serie entre 1890 y 1963 se estimó
partiendo de los datos de Cubel-Palafox (1997) entre 1900 y 1958, manteniendo las tasas de
variación interanual de esta serie, pero tomando como punto de partida la del IVIE en 1964 e
interpolando la ratio FNCF/FBCF para el período 1957-1965. Para estimar el porcentaje de
capital residencial sobre el capital privado total del último período (1993-1997) se ha extrapolado
la tendencia lineal observada entre 1964 y 1992, mientras que para la extrapolación hacia atrás de
esa misma ratio desde la serie básica del IVIE se ha supuesto que el capital residencial crecía al
mismo ritmo que el privado total. Para extrapolar la serie final entre 1890 y 1900 se ha mantenido
constante la tasa de amortización media [δ = 1+ (Ii+1 - Ki+1 )/Ki ] resultante durante el período
1900-1930. La serie histórica de FBCF (como proporción del PIB) es la serie I de Carreras (1989,
pp. 570-571); para extrapolar la serie histórica del PIB entre 1890 y 1954 se han utilizado las
tasas anuales de variación de una serie formada con la media de las series de PIB estimadas por
Prados y Carreras (vid. Prados, 95-06, table E-i: series RTVLPE58 y RTCAR58 ).
Las series de empleo y empleo asalariado (sobre la base de las series de CNE de BDSICE,
que arrancan de 1954 para los ocupados y de 1964 para los asalariados) se han proyectado hacia
atrás suponiendo que los ocupados evolucionan al mismo ritmo que la población activa -excepto
en el período 1929-36, en que se descontó el paro oficialmente registrado- y que los asalariados
lo hacían al mismo ritmo que el empleo no agrario (tomando la distribución sectorial del empleo
de Julio Alcaide). La serie histórica de población por edades y sexos fue proporcionada
amablemente por David Reher y se interpolaron las tasas de actividad por sexos de los censos de
población. Los datos en los que no menciono fuente de referencia explícita provienen de las
Estadísticas Históricas, coordinadas por Carreras (1989).
La medición de las distintas formas de empleo en número de personas y no en cantidad de
horas introduce un sesgo evidente a la hora de comparar países, debido a las diferencias en la
duración de la jornada y la diferente intensidad en la utilización del trabajo a tiempo parcial. Este
sesgo se neutraliza al relacionar parejas de ratios por países (productividad con salario, o
cualquiera de ellas con la relación capital trabajo), porque el sesgo afecta por igual a numerador y
denominador. Esto es también válido para la estimación de las ecuaciones, pero refuerza las
diferencias al hacer comparaciones de uno sólo de estos indicadores entre países, porque
generalmente la mayor utilización del trabajo a tiempo parcial guarda una relación directa con la
renta per cápita y la jornada una relación inversa. En el caso de las remuneraciones, este sesgo se
amplifica, al acumularse los efectos del aumento de la participación de la mujer en la fuerza de
trabajo (con la correspondiente discriminación salarial) y el de la jornada (siendo así que el
tiempo parcial es también un fenómeno mayoritariamente femenino), ambas correlacionadas con
el nivel de renta. Ninguno de estos hechos invalida las consideraciones que se hacen en el texto,
pero matizarían algo los contrastes que aparecen en él, de disponerse de datos fiables para medir
el insumo de trabajo en términos homogéneos.
Se utilizaron los programas Lotus 1-2-3, versión 4.01 (para los gráficos) y Econometric
Views, versión 2.0 (para las estimaciones).
36
37
GRÁFICOS
37
38
Gráfico 1
O CDE:22 PAÍSES
EN % SOBRE POB. DE 16-65 AÑOS
TA SA S MEDIA S 1970-2000
100
90
80
70
60
50
40
30
20
10
otro empleo
inac tiv os
parados
as alariados
0
S UE DIN NO R L UX A L E A UT JP N B E L P RT IT A G RC
S UI US A G B R CA N FIN A UL FRA HO L IRL E S P T UR
Gráfico 2
O CDE:20 PAÍSES (1995)
RENTA PER CA PITA EN $ 1995 (TIPO PPA )
2 2 .5
C
1 7 .5
20
Miles
PIB PER CAPITA
EU
IT
A
B -H
N
S
J
14
IR
1 2 .5
E
P
G
7 .5
25
35
45
55
65
POBLA CIÓN A SA LA RIA DA /POB 15-65 (% )
38
75
39
Gráfico 3
OCDE (15 países): 1890-1994
44
36
32
28
Miles
RATIO PIB/EMPLEO en
40
24
20
16
12
8
A=15,9; ALFA=0,702;(r=0,96)
4
0
0
5
10
15
20
25
30
35
40
45
50
55
60
65
70
75
Miles
Dólares ppa a precios 1985: RATIO CAPITAL/TRABAJO
Gráfico 4
OCDE (15): 1890-1994
PIB/EMPLEO
100000
10000
1000
1000
10000
100000
RATIO CAPITAL/TRABAJO: $ PPA; Precios de 1985
39
40
CRECIMIENTO ANUAL 1969-99 (%)
Gráfico5
CONVERGENCIA
4.5
OCDE: 17 PAÍSES
3.5
2.5
1.5
0.5
5
10
15
20
25
30
35
Miles
PRODUCTIVIDAD ($ 1985 PPA): 1969
Gráfico 6
1971-1999
ESPAÑA
EE.UU.
UE (8)
JAPÓN
RATIO y/y*
1.3
1
0.7
1971
1975
1979
1983
1987
1991
1995
1999
1973
1977
1981
1985
1989
1993
1997
Gráfico7
1971-1999
RATIO w/PMT
ESPAÑA
EE.UU.
UE (8)
JAPÓN
3
2.5
2
1.5
1971
1975
1979
1983
1987
1991
1995
1999
1973
1977
1981
1985
1989
1993
1997
40
40
41
Gráfico 8
1971-1999
RATIO r/PMK
ESPAÑA
EE.UU.
UE (8)
JAPÓN
0.9
0.8
0.7
0.6
0.5
0.4
1971
1975
1979
1983
1987
1991
1995
1999
1973
1977
1981
1985
1989
1993
1997
Gráfico 9
1971-1999
RATIO SALARIAL (w/PMT)
SALARIO/EFICIENCIA
ESPAÑA
EE.UU.
UE (8)
JAPÓN
3
2.5
2
1.5
0.7
0.8
0.9
1
1.1
1.2
1.3
1.4
RATIO DE EFICIENCIA (y/y*)
Gráfico 10
RATIO DE RENTABILIDAD (r/PMK)
1971-1999
RENTABILIDAD/EFICIENCIA
0.9
0.8
0.7
0.6
0.5
0.4
0.7
0.8
0.9
1
ESPAÑA
EE.UU.
UE (8)
JAPÓN
1.1
1.2
RATIO DE EFICIENCIA (y/y*)
41
1.3
1.4
42
Gráfico 11
3
ÍNDICADOR SALARIAL: w/PMT
Media 1985-1989
DIN
2.75
EE.UU.
2.5
HOLANDA
R. UN.
ESPAÑA
FRA CAN
B
ALEM
15
UE
2.25
2
1.75
1.5
JAPÓN
FI
S
GR-AU
SALARIO Y
EFICIENCIA
NOR
1.25
0.65
0.9
1.15
1.4
INDICADOR DE EFICIENCIA: y/y*
Gráfico 12
RATIO DE RENTABILIDAD: r/PMK
1
RENTABILIDAD
Y EFICIENCIA
CAN
DIN
0.9
GR
0.8
EE.UU.
ES
H 1015 F
0.7
AUL
0.6
NOR
0.5
FI
AL
Media 1985-1989
JA
SUE
0.4
0.65
R. U.
0.9
1.15
1.4
INDICADOR DE EFICIENCIA: y/y*
Gráfico 13
45
ESPAÑA
EE.UU.
UE (8)
JAPÓN
COBB-DOUGLAS
40
Miles
PRODUCTIVIDAD (y) EN
1971-1999
35
30
25
20
15
15 20 25 30 35 40 45 50 55 60 65 70 75 80
Miles
de $ PPA A PRECIOS DE 1985: RATIO CAPITAL/TRABAJO
42
43
Gráfico 14
y*
1971-1999
PRODUCTIVIDAD (y) EN
ESPAÑA
45
FRANCIA
40
R.U.
EE.UU.
Miles
35
ALEMANIA
30
25
20
15
15
20
25
30
35
40
45
50
55
60
65
Miles
de $ PPA A PRECIOS DE 1985: RATIO CAPITAL/TRABAJO
Gráfico 15
ESPAÑA: 1971-1999
50
Miles
40
Ratio y (Dcha)
35
Ratio k (Izda)
40
30
30
25
20
20
10
1970
1975
1980
1985
1990
1995
Miles
60
15
2000
Fuente: OCDE-MEI, precios y $ PPA de 1985
Gráfico 16
24
40
22
35
Miles
20
30
18
25
16
Ratio w (Izda)
14
Ratio y (Dcha)
12
1970
1975
1980
1985
1990
1995
20
15
2000
Fuente: OCDE-MEI, a precios y $ PPA de 1985
43
Miles
ESPAÑA: 1971-1999
44
Gráfico 17
ESPAÑA: 1971-1999
60
24
50
22
Miles
18
30
20
10
1970
1975
1980
1985
w (Dcha)
16
k (Izda)
14
1990
1995
Miles
20
40
12
2000
Fuente: OCDE-MEI, precios y $ PPA de 1985
Gráfico 18
ESPAÑA: 1971-1999
40
1.8
30
1.4
25
Miles
35
1.6
Ratio q (Izda)
1.2
Ratio y (Dcha)
1
1970
1975
1980
1985
1990
1995
20
15
2000
Fuente: OCDE-MEI, a precios y $ PPA de 1985
Gráfico 19
ESPAÑA: 1963-1999
100000
Estimación AR
1995-1999
Valor real k
1985
1979
1974
1970
1963
10000
5
10
15
20
SALARIO REAL: MILES DE $ EE.UU. DE 1985 PPA
44
25
45
Gráfico 20
ESPAÑA: 1963-1999
1.8
1995-1999
Ratio q
1.6
1985
1979
1.4
1974
1.2
1970
1963
1
5
10
15
20
25
Miles
Salario real en dólares 1985 PPA
Gráfico 21
SALARIO Y RATIO q: 1971-2000
RATIO CAPITAL/PRODUCTO
2.6
2.2
ESPAÑA
EE.UU.
UE (8)
JAPÓN
1.8
1.4
1
12.5
15
17.5
20
22.5
25
27.5
SALARIO REAL EN MILES DE $ DE 1985 A TIPO PPA
Gráfico 22
TASA DE SALARIZACIÓN** (%)
RATIO k Y EMPLEO: 1971-1999
75
65
ESPAÑA
EE.UU.
UE (8)
JAPÓN
55
45
35
25
15
25
35
45
55
65
75
RATIO K/L EN MILES DE $ DE 1985 A TIPO de DE CAMBIO PPA
Nota **: Ratio población asalariada/población >15<65 años.
45