LA CONVERGENCIA DEL MERCADO DE TRABAJO DE ANDALUCÍA

I Congreso de Ciencia Regional de Andalucía: Andalucía en el umbral del siglo XXI
PONENCIA
LA CONVERGENCIA DEL MERCADO DE TRABAJO DE ANDALUCÍA
José Luis Torres Chacón
Francisco Villalba Cabello
Analistas Económicos de Andalucía
1. INTRODUCCION
El objetivo de este trabajo es analizar la evolución del mercado de trabajo en Andalucía en relación con el
nacional, para el período 4/1979-3/1996. Para ello, se analizará la evolución de la tasa de paro, y de un
componente estructural, estimado a través de la tasa de paro compatible con la utilización promedio de
capacidad productiva instalada.
En términos generales, la convergencia expresa la aproximación de los niveles de renta per cápita de un
conjunto de regiones o países durante un período determinado. Otro indicador de convergencia real es la
similitud o diferencia entre las tasas de paro interregionales. Estas dos variables, renta per cápita y tasa de
desempleo, son las que tradicionalmente se utilizan como indicadores del grado de convergencia real
alcanzado. Aunque hay abundancia de trabajos sobre la convergencia de regiones o países en términos de la
renta per cápita, en términos de la tasa de desempleo su estudio en el ámbito regional no se ha abordado con
profusión. Por esta razón, y por la elevada tasa de desempleo de Andalucía con respecto a la nacional,
analizamos el grado de convergencia real que se ha producido en los últimos 20 años centrándonos en la
tasa de desempleo, junto con otras variables representativas de la evolución del mercado de trabajo: la
ocupación y la población activa.
El estudio de la evolución del mercado de trabajo es importante no sólo por la elevada tasa de paro
existente, sino también en términos de la evolución económica general. Un dato ilustra la importancia de
este estudio. En términos de PIB per cápita, en 1993 Andalucía representaba sólo el 58 por ciento de la
media de los 15 países de la UE. Sin embargo, si en vez de analizar el PIB per cápita se analiza el PIB por
ocupado, obtenemos que en 1991, el porcentaje sería del 90 por ciento de Andalucía, frente al 94 por ciento
de España. Por tanto, midiendo el nivel de renta por ocupado, las diferencias se ven reducidas
considerablemente, no sólo con respecto a España, sino también con respecto al resto de países europeos.
Esto ilustra que el problema del atraso relativo de Andalucía tiene como factor fundamental la evolución del
mercado de trabajo.
Con este análisis intentamos aportar respuestas a la siguiente pregunta: )Tiende a converger Andalucía
hacia niveles de tasa de desempleo, similares al resto de España o por el contrario, tiende a persistir o
incluso a aumentar la disparidad existente? A partir de este estudio pretendemos obtener una información
fundamental sobre la evolución del mercado de trabajo andaluz con respecto al resto de regiones, que va a
ser determinante de la senda futura de la economía andaluza. Para ello, no sólo estudiamos la convergencia
o no de la tasa de paro, sino que aplicamos el mismo análisis a la tasa de paro estructural considerada como
aquella compatible con una utilización promedio de la capacidad productiva instalada, con objeto de dejar
al margen el comportamiento cíclico de la tasa de paro.
142
I Congreso de Ciencia Regional de Andalucía: Andalucía en el umbral del siglo XXI
PONENCIA
Para analizar el tipo de relación que existe entre estas variables del mercado de trabajo, en Andalucía y el
resto de España, utilizaremos la metodología de la cointegración, siguiendo a Johansen (1988) y Johansen y
Juselius (1990). La existencia de una relación de cointegración entre las citadas variables implicaría que hay
una tendencia común, por lo que habría una relación estable de equilibrio a largo plazo. Es precisamente el
análisis de esta relación de equilibrio a largo plazo la que nos permitirá deducir si el proceso que siguen
ambas variables es convergente, divergente, o simplemente se mantienen las diferencias existentes a lo
largo del tiempo.
Si observamos la evolución de las tasas de paro de Andalucía y del resto de España, éstas aumentan o
disminuyen de forma similar a lo largo del tiempo. Ahora bien, este movimiento sincronizado de ambas
series no arroja luz alguna sobre la existencia de convergencia o divergencia en las mismas. La pregunta
que nos hacemos es si este proceso similar muestra convergencia o divergencia. En términos generales se
entiende por proceso convergente el que tiende a disminuir las diferencias entre ambas variables a través del
tiempo. Si las diferencias aumentan, estaríamos hablando de un proceso divergente. Por último en el caso de
que las diferencias permanezcan constantes a lo largo del tiempo, no existiría convergencia ni divergencia,
indicando que las tasas de crecimiento de ambas variables serían similares.
Las variables que definen la situación del mercado de trabajo se ven afectadas por dos tipos de fuerzas: una
que afecta al agregado nacional y otra que tiene un marcado componente regional. Los mercados de trabajo
regionales se ven afectados por las condiciones económicas e institucionales generales del país, como las
rigideces a la movilidad, nivel del precio oficial del dinero y del tipo de cambio, políticas micro y
macroeconómicas y en general, por la situación internacional. Estos condicionantes afectan tanto a nivel
nacional como a nivel regional, si no en términos cuantitativos, sí en la misma dirección, lo que provoca
que las variables del mercado de trabajo nacional y regional se muevan, en parte, de forma similar. Sin
embargo, la disparidad de las características estructurales y particulares de los mercados de trabajo
regionales, estructura productiva, nivel de formación profesional, dotación de infraestructuras, dotaciones
de ciertos factores productivos,..., originan una dispersión de las tasas de paro entre regiones. Por tanto, si
bien podemos esperar que ambas variables tengan una evolución temporal similar provocada por la marcha
general de la economía nacional, en dicha evolución puede existir o no un proceso de convergencia, que va
a estar determinado por las características propias de los mercados de trabajo regionales. Tradicionalmente,
la situación laboral de Andalucía ha sido más negativa que la del resto de España: mantiene una tasa de paro
superior, una tasa de ocupación inferior y una menor población activa en relación con la población total.
Estas diferentes condiciones iniciales van a afectar al grado de convergencia real, en tanto que determinadas
definiciones de la misma (véase Marcet 1994) dependen de dichas condiciones.
La estructura del trabajo es la siguiente. En la segunda sección se realiza una descripción de la evolución del
mercado de trabajo en Andalucía. En la sección tercera se muestra el método empleado para el cálculo de la
tasa de paro estructural. En la sección cuarta se discute la metodología econométrica para el análisis del
proceso de convergencia. En la cuarta se presenta la evidencia empírica: tests de integración, cointegración
y obtención de las tendencias comunes. Por último, en la sección quinta se señalan algunas conclusiones
que se pueden derivar de los resultados obtenidos.
2. LA EVOLUCIÓN DEL MERCADO DE TRABAJO EN ANDALUCÍA
Existe práctica unanimidad en señalar al empleo como primer problema de la economía, no solo
en Andalucía o en España, sino en toda Europa. No obstante, hay importantes diferencias de magnitud que
llevan a que este problema tenga una mayor significación en la comunidad autónoma, en la que se soportan
tasas de desempleo superiores al 30 por ciento, triple de la media europea y de una magnitud superior a la
143
I Congreso de Ciencia Regional de Andalucía: Andalucía en el umbral del siglo XXI
PONENCIA
de cualquiera otra de las regiones de nuestro entorno. En el mismo sentido, se observa que la tasa de empleo
(ocupados respecto a población potencialmente activa) viene disminuyendo de forma sostenida en las dos
últimas décadas tanto en España como en Andalucía (en el período 1.977 a 1.995 se reduce en diez puntos),
constatándose que en ésta el ratio es seis puntos inferior (está ocupado un tercio la población en edad de
trabajar), aunque se sigue la misma correlación con el ciclo económico.
En las páginas siguientes, se realiza un análisis sobre la situación del mercado de trabajo en Andalucía, de
forma que con un mejor conocimiento de su situación y problemática se pueda hacer una evaluación de
perspectivas y proponer algunas de las acciones que se consideran oportunas para mejorar su
funcionamiento.
EMPLEO Y ACTIVIDAD ECONÓMICA
La economía andaluza registró un proceso de crecimiento en la segunda mitad de los años ochenta que
confirmó la supremacía del sector servicios, el cual genera prácticamente dos tercios del producto regional.
Junto a él, sigue existiendo un potente sector agrario, aunque inmerso en una compleja problemática general
a nivel de toda la Comunidad Europea. El sector de la construcción vivió una época de notable expansión,
generada en gran medida por el fuerte impulso de las obras públicas, que han mejorado la dotación de la red
de infraestructuras. Este panorama, se completa con un sector industrial poco desarrollado y con una escasa
articulación con el resto de la economía regional, que sustentó una favorable evolución global centrada en
sectores industriales de base (energía, naval y químico) que son, a su vez, generadores de dependencia
externa y disponen de poca capacidad de articular el sistema económico regional. Todo ello se ha traducido
en un cambio en la estructura sectorial del empleo, en la que el sector servicios ha ganado peso a costa de la
reducción del empleo agrario e industrial, mientras que el sector de la construcción mantiene su nivel de
participación.
La reducción de empleo que registra la agricultura debe enmarcarse dentro del proceso de desagrarización
que se viene registrando tanto en Andalucía como en España, que ha llevado a que el peso de los ocupados
en la agricultura se reduzca a menos de la mitad en el período 1977-1995. Esta tendencia no parece que
haya tocado fondo y las perspectivas son que se mantenga la disminución de la ocupación agraria aunque a
ritmos más pausados.
El sector industrial también viene registrando una continuada pérdida de empleo que sólo cambió
ligeramente de signo en la etapa expansiva de 1985-1991. A estas alturas del año 1995, y aún cuando la
recuperación económica de la pasada crisis se da ya por consolidada, el empleo en la industria sigue aún sin
reaccionar y se mantiene en un nivel estacionario.
Una de las principales características del empleo regional es su polarización hacia el sector servicios, que
absorbe siete de cada diez empleos creados en Andalucía. Este hecho tiene importantes implicaciones de
cara al producto regional, ya que el empleo creado orientado principalmente a los servicios de demanda
final y, en menor medida, a la construcción, no se caracteriza por su elevada productividad y, por tanto, su
capacidad de generación de riqueza a medio y largo plazo es más limitada.
Empleo en Andalucía. (Miles de personas-Medias anuales)
1977
1982
1985
1991
1995
AGRICOLA
454,4
347,1
309,9
297,0
209,6
INDUSTRIAL
304,6
260,2
235,0
292,8
221,3
CONSTRUCCION
163,8
186,0
114,7
211,7
175,6
SERVICIOS
748, 6
773,8
781,5
1.060,6
1.143,0
TOTAL
1.671,4
1.567,1
1.441,1
1.862,1
1.749,5
FUENTE: I.N.E.
144
I Congreso de Ciencia Regional de Andalucía: Andalucía en el umbral del siglo XXI
PONENCIA
Variación del empleo en Andalucía (Miles de personas-Medias anuales)
1977-1982
1982-1985
1985-1991
1991-1995
AGRICOLA
- 107,3
- 37,2
- 12,9
- 87,4
INDUSTRIAL
- 44,4
- 25,2
57,8
- 71,5
CONSTRUCCION
22,2
- 71,3
97,0
- 36,1
SERVICIOS
25,2
7,7
279,1
82,4
- 104,3
- 126,0
439,0
- 112,6
TOTAL
FUENTE: I.N.E.
Por consiguiente, a pesar de los importantes cambios registrados por la economía andaluza, el nivel de
empleo sigue manteniéndose en un nivel similar al que tenía en los años 70. En efecto, el número de
ocupados en 1995 sólo se ha incrementado respecto a 1977 en 78.000 personas, mientras que la población
mayor de 16 años aumentó en 1.400.000 y la población activa creció 766.000, lo cual proporciona una
primera aproximación al problema del paro.
No obstante, hay que tener en cuenta que a nivel nacional se han perdido 800.000 puestos de trabajo, con lo
que el hecho de que en Andalucía se mantenga el nivel de empleo y aún aumente ligeramente, debe
valorarse de forma muy positiva, aunque ello venga explicado en buena parte por la acumulación de
inversiones públicas que se produjo en el período 85-91 y que difícilmente se volverán a repetir.
En este sentido, no por reiterado debe dejar de mencionarse que, en los últimos años de la década de los 80
se registró un incremento de la oferta de trabajo muy intenso motivado tanto por el acceso de la mujer al
trabajo, al mejorar las posibilidades de encontrar empleo, como por la simple presión demográfica; en
consecuencia, a pesar de los aumentos de empleo registrados, las tasas de paro no se redujeron
sustancialmente. En cualquier caso, el empleo creado en ese período fue muy importante (420.000
empleados en el período 1985-1991), y sensiblemente superior al que se registra en el resto de España.
Otra característica relevante del mercado de trabajo en la Comunidad Autónoma es la reducida tasa de
actividad, que es también permanentemente inferior a la nacional. No obstante, hay que señalar que si bien
ese diferencial a principios de la década de los ochenta era de cinco puntos, en el período expansivo 85-91
se reduce a dos, diferencial que se mantiene en la actualidad. El principal factor explicativo de tal ratio es la
reducida incorporación de la mujer al mercado de trabajo en Andalucía, de forma que la aportación
femenina continuará creciendo con una mayor presión en etapas de expansión a la vez que se frena su
incorporación en las fases recesivas. En este sentido, hay que señalar que entre 1985 y 1995, la tasa de
actividad femenina mejoró sustancialmente situándose en el 34 por ciento, aunque sigue siendo muy
inferior a la de los hombres.
Asimismo, hay que indicar respecto a las características del empleo en Andalucía, su elevada volatilidad
respecto de los ciclos económicos, ya que se destruye empleo con una gran facilidad en períodos de
recesión y, sin embargo, la creación de empleo en períodos de expansión se muestra más retraída, no
acompañando con facilidad a la recuperación de la actividad económica.
EL OBJETIVO DE REDUCIR EL PARO
Una vez analizada la evolución y las características básicas del empleo en Andalucía, es necesario hacer una
referencia al paro, el cuál es uno de los fenómenos más preocupantes de la economía andaluza y al que es
necesario dedicar cuantos esfuerzos sean necesarios para encontrar una solución. Téngase en cuenta que, si
bien la economía andaluza se muestra capaz de generar incrementos en el empleo, éstos han sido
sustancialmente insuficientes para reducir el paro.
145
I Congreso de Ciencia Regional de Andalucía: Andalucía en el umbral del siglo XXI
PONENCIA
El nivel de desempleo alcanzó a finales de 1994 un máximo (en torno a novecientos mil andaluces), lo que
supone una tasa de paro del treinta y cuatro por ciento, diez puntos superior a la de España y triple a la
media de la Unión Europea. En la clasificación de las regiones europeas en función de este indicador,
Andalucía figura en último lugar, triste honor que debe incitar a actuar para corregir de forma contundente
éste problema.
En este sentido, cabe destacar varias características particulares del paro andaluz en el contexto nacional y
europeo. De entrada, el nivel de protección del desempleo, en especial en el ámbito rural, ha posibilitado la
inexistencia de graves tensiones sociales, pero al mismo tiempo ha actuado como elemento desincentivador
de la iniciativa en la búsqueda de empleo. En segundo lugar, la diferencia entre paro femenino y masculino
es mayor en Andalucía que en el resto de España. La tasa de paro femenina resulta excepcionalmente alta
en la región (44 por ciento) y en buena medida es resultado de hábitos culturales que van modificándose de
forma progresiva. Por su parte, destaca la importancia del paro juvenil en Andalucía, aunque es de un nivel
inferior al de España. Quizá esto sea consecuencia del elevado componente estacional de la economía
andaluza, que posibilita una mayor rotación del empleo. Asimismo, y en cuarto lugar, la tasa de actividad
andaluza es algunos puntos inferior a la española y notablemente más baja que la comunitaria. Esto puede
ser un indicador de que existe un importante núcleo de andaluces que no se incorporan al mercado de
trabajo desalentados por las dificultades de encontrar empleo. Es especialmente baja la tasa de actividad
femenina, más reducida en los estratos de población de mayor edad.
Por su parte, la reducción de ocupados en la agricultura ha sido, y continúa siendo, permanente a la vez que
constituye un elemento característico del desempleo andaluz, ya que el nivel formativo de los trabajadores
expulsados del sector agrario es muy reducido y sus posibilidades de encontrar empleos alternativos son
escasas.
Una sexta característica se centra en la fuerte presión demográfica generada por las altas tasas de
crecimiento de la población registradas en los años 60 y 70, conformando un importante volumen de
jóvenes que se incorporaron al mercado de trabajo en la década de los 80, generando un nivel de paro
especialmente elevado. Finalmente, debe quedar claro que el elevado nivel de paro, se explica en buena
medida por la incapacidad de crear empleo al mismo ritmo que crecía la población activa, más que por la
destrucción de puestos de trabajo.
En este contexto, es necesario mencionar el aumento del número de parados agrarios que se produce en
1984 y cuyo nivel aumenta en años sucesivos debido a la implantación del subsidio de desempleo agrario
que genera un aumento de la población activa rural, no por las expectativas de conseguir un empleo, sino
por alcanzar el subsidio. Así, el número de beneficiarios fue creciendo desde 150.000 hasta alcanzar un
máximo en 1990 de 257.000, para en los años siguientes y como consecuencia del endurecimiento de las
condiciones para obtenerlo ir progresivamente disminuyendo hasta situarse en 1992 en un nivel ligeramente
superior al señalado (173.800), para posteriormente volver a situarse en casi 200.000 beneficiarios en el año
1994. En cualquier caso, hay que hacer notar que ese aumento del número de beneficiarios no tuvo reflejo
en las cifras de paro agrícola.
En consecuencia, entre las causas explicativas del elevado nivel de paro que soporta Andalucía, debe
destacarse por su carácter diferenciador el acusado y creciente proceso desagrarizador que se viene
produciendo desde los año 60 y que se mantiene en la actualidad. No obstante, hay que tener en
consideración que en aquellos primeros años existía la posibilidad de utilizar como válvula de escape la
emigración, que llevó a 1.160.000 andaluces (en el período 1961-1975) a buscar oportunidades de empleo
fuera de la región. Por contra, el saldo migratorio en el período 1980-1985 se torna negativo, regresando
110.000 andaluces, que en alguna medida contribuyen a que las cifras de parados aumenten.
146
I Congreso de Ciencia Regional de Andalucía: Andalucía en el umbral del siglo XXI
PONENCIA
En cualquier caso, el principal factor explicativo del elevado nivel de paro es el demográfico que viene
determinado por la llegada al mercado de trabajo de las generaciones numerosas nacidas entre los años
1955 y 1975, y que en parte explica el aumento del paro juvenil de los años 80. No obstante, el
comportamiento demográfico que provocó tan importantes aumentos en la población en la edad del
trabajador en los años pasados, comienza a presentar efectos favorables en los próximos años. Las
previsiones demográficas, señalan que en 1977 se alcanzó el máximo en el crecimiento natural de la
población, para comenzar a reducirse los incrementos poblacionales de forma significativa hasta alcanzar
previsiblemente un mínimo en el año 2010.
La demografía en los años venideros comenzará a jugar un papel positivo en cuanto a su efecto sobre el
mercado de trabajo. Ello es consecuencia de la importante reducción de la tasa de natalidad que se produce
a partir de 1975 y que tendrá como consecuencia, que la de entrada de jóvenes en el mercado de trabajo
comience en 1996 a ser negativa (en el supuesto de que se mantenga constante la tasa de actividad),
llegando en el 2005 a la cifra de -25.000 personas en el estrato de población más joven.
Las características señaladas del mercado de trabajo, cuya estructura aparece en el esquema adjunto,
reflejando el cuadro su evolución, unidas a las dificultades coyunturales de la economía andaluza en los
últimos años (crisis 1991-1993), han derivado en una situación difícil, que es necesario afrontar con
urgencia. Para ello no sólo se hace necesario profundizar en la reforma del mercado laboral, de forma que
se flexibilicen las condiciones de contratación o de fijación de salarios, sino que es también de suma
importancia el mejorar los importantes retos competitivos que impone la creciente globalización de los
mercados y la fuerte presión de la competencia externa, y para ello es necesario afrontar una política de
mejora del capital tanto productivo como humano.
Estructura del Mercado de Trabajo en Andalucía
7ULPHVWUH
0LOHVGHSHUVRQDV
32%/$&,Ï1'(0$6'($ÑOS
$&7,926 &217$'$$3$57( ,1$&7,926
$<8'$6)$0,/,$5(6<27526
3$5$'26 2&83$'26
12$6$/$5,$'26
%86&$HU +$175$%$-$'2 (03/(2 $6$/$5,$'26
6(&72538%/,&2 6(&72535,9$'2
(*) Estimado.
FUENTE: I.N.E. Elaboración$QDOLVWDV(FRQyPLFRVGH$QGDOXFtD
3. DESCOMPOSICIÓN DE LA TASA DE PARO: TASA DE PARO CÍCLICA Y TASA DE PARO
ESTRUCTURAL
147
I Congreso de Ciencia Regional de Andalucía: Andalucía en el umbral del siglo XXI
PONENCIA
Tradicionalmente, la tasa de paro, Ut, puede descomponerse en:
8W 8 FW 8 W
(1)
donde Utc es el componente cíclico que por definición es estacionario y, Ut* es un componente tendencial,
que refleja la tasa de paro estructural. Al no ser observables directamente, tenemos que aplicar algún
método que nos permita diferenciar entre ambos componentes. En la mayoría de trabajos se relaciona la
tasa de paro estructural con la NAIRU, que es la tasa de paro no aceleradora de la inflación. El supuesto
clave se basa en el tamaño de las sorpresas monetarias y a su significatividad en un sistema de
ecuaciones de precios y salarios. Fijando estas sorpresas a cero se obtiene la tasa de paro estructural y la
tasa de paro cíclica se asocia a la existencia de sorpresas de inflación. Sin embargo, este enfoque plantea
algunas limitaciones que pueden provocar errores en el análisis empírico.
Otro enfoque alternativo es el que relaciona la tasa de paro cíclica con un indicador de la presión de la
demanda en cada momento del tiempo, como puede ser el grado de utilización de la capacidad
productiva (véase Andrés, Doménech y Taguas (1996)). Si denominamos CVt al grado de utilización de
la capacidad productiva, podemos establecer la siguiente relación a largo plazo entre Ut y CVt :
D &9 W &9 B W
8 W 8 W (2)
donde CV es el nivel medio de utilización de la capacidad productiva, • recoge perturbaciones en el corto
plazo en precios, salarios y productividad. A la tasa de paro estructural obtenida por este procedimiento
se le denomina MURU, es decir, la tasa de paro compatible con una utilización promedio de la capacidad
instalada.
Existen diversas formas de estimar la ecuación anterior. Jimeno, Toharia (1993) estiman una ecuación
para la tasa de paro en la que su componente estructural se aproxima mediante variables como la cuña
fiscal, el desempleo retardado. Erauz y Gordon (1993) estiman la MURU regresando la tasa de paro
sobre las desviaciones del grado de utilización de la capacidad productiva respecto a su media,
considerando como regresores adicionales una serie de tendencias segmentadas con objeto de garantizar
la estacionaridad de los resíduos:
8W D D &8 W &8 ΣL DL 7 LW ( W (3)
Los gráficos 1 y 2 muestran los resultados de estimar la anterior ecuación para España y Andalucía. A
Gráfico 1
Tasa de paro y componente estructural de EspaZa
25
20
15
10
5
0
1980
1982
1984
1986
Tasa de paro
1988
1990
1992
Tasa de paro estructural
1994
1996
148
I Congreso de Ciencia Regional de Andalucía: Andalucía en el umbral del siglo XXI
PONENCIA
los resultados de la estimación se ha aplicado el filtro de Hodrick - Prescott. Como puede apreciarse, en
el caso de España la MURU se sitúa por encima de la tasa de paro observada al principio del período.
Desde entonces ha aumentado considerablemente hasta el año 1986. A partir de esta fecha se observa una
ligera reducción de la tasa de paro estructural, incrementándose de nuevo a partir del año 1991. Por
tanto, vemos cómo la recesión que experimentó la economía española durante la primera mitad de los
noventa provocó un fuerte incremento de la tasa de paro estructural. Sin embargo, la recesión de los
noventa también ha provocado un importante aumento de la tasa estructural, aunque de menor cuantía.
En el gráfico 2 presentamos la estimación de la tasa de paro estructural para el caso de Andalucía. Como
podemos observar la tendencia es muy similar a la que se registra en el resto de España. En la primera
parte de los ochenta es cuando se produce el mayor incremento de la tasa de paro estructural, hasta
situarse en torno al 30 por ciento. Al igual que en el caso anterior, la crisis de los noventa también
provoca un aumento de la MURU de Andalucía, hasta el momento actual, en el que existe una tasa de
paro observada inferior a la compatible con el grado medio de utilización de la capacidad productiva.
La estimación de este componente estructural de la tasa de paro nos permitirá en el análisis posterior
estudiar la convergencia no sólo de la tasa de paro observada sino también el proceso que sigue su
componente estructural.
4. METODOLOGIA UTILIZADA PARA LA CONTRASTACION DE CONVERGENCIA REAL
El método que vamos a utilizar está basado en el propuesto por Bernard y Durlauf (1995), a través del
análisis de la existencia de cointegración y del estudio de los vectores de cointegración. Sin embargo,
estos tests de convergencia suponen que las condiciones iniciales son similares para las distintas
economías, hipótesis que no se cumple, como hemos indicado anteriormente en el análisis del mercado
de trabajo de Andalucía y del resto de España, por lo que es necesario redefinir dichos tests con objeto de
recoger la existencia de condiciones iniciales diferentes.
Cada una de las variables que vamos a analizar suponemos que se desenvuelven de acuerdo con el
siguiente proceso:
D/ ;
LW
µ ε
L
LW
(4)
Gráfico 2
Tasa de paro y componente estructural de Andalucía
40
30
20
10
0
1980
1982
1984
1986
Tasa de paro
1988
1990
1992
Tasa de paro estructural
1994
1996
149
I Congreso de Ciencia Regional de Andalucía: Andalucía en el umbral del siglo XXI
PONENCIA
donde i representa a una región o país, a(L), tiene una raíz en el círculo unitario y •i,t es un proceso
estacionario con media cero. Este tipo de formulación permite la existencia en las series tanto de
tendencias lineales determinísticas como estocásticas. La interacción de ambos tipos de tendencias entre
los ámbitos seleccionados puede reformularse en términos de convergencia y de tendencias comunes.
Bernard y Durlauf (1995) definen la convergencia del siguiente modo. La región A (por ejemplo,
Andalucía) converge a E (en este caso resto de España) en términos de una determinada variable, si la
predicción de ambas variables a largo plazo, en un tiempo fijo t, es la misma, es decir, si:
limN →∞ ( ; (WN ; $WN _ , W (5)
Esta definición de convergencia implica que la diferencia entre ambas series disminuye a lo largo del
tiempo hasta desaparecer completamente. Por tanto, según esta definición, existiría convergencia si
ambas variables estuviesen cointegradas con un vector de cointegración [1, -1]. Esta definición implica
que XE,t-XA,t es una variable estacionaria con media cero. Pero, tal y como muestran Bernard y Durlauf
(1996), si la serie XE,t-XA,t contiene una raíz unitaria o tiene una media diferente de cero, la definición de
convergencia dada por (2) no se cumple. En efecto, este método intenta verificar la compatibilidad de la
diferencia de las series analizadas XE,t-XA,t con la representación de Wold de la forma:
;
(W
;
$W
µ
( $
∑∞ π
U
( $U
ε
( $W U
(6)
donde •E,A=0 y •E,A,r es un escalar. La presencia de una raíz unitaria o de un componente determinístico en
dicha diferencia supondría, por tanto, una violación de dicha definición de convergencia, ya que la
presencia de estos componentes provocaría que la predicción de las diferencias no convergieran a cero.
Baumol (1986) y Barro (1991) usan una definición de convergencia similar pero menos estricta, que
implica que existe convergencia cuando las diferencias se reducen entre un tiempo t y t+T1, es decir si:
( ; (W7 ; $W7 _, W ; (W ; $W (7)
La definición de convergencia en base a las tendencias comunes puede plantearse en términos de que las
predicciones a largo plazo entre ambas variables sean proporcionales en un tiempo fijo t, es decir,
cuando:
limN →∞ ( ; (WN α ; $WN _, W (8)
En este caso, existiría una tendencia común bajo la existencia de cointegración con un vector de
cointegración [1, -•]. En el caso de que • fuese 1 las definiciones de convergencia y de tendencia común
serían equivalentes. Esta definición supone que las condiciones iniciales son iguales para ambas
variables. Sin embargo, si las condiciones iniciales son diferentes, las definiciones anteriores no pueden
ser aplicadas estrictamente. Por ejemplo, a lo largo de todo el período analizado (1976-1996), la tasa de
paro de Andalucía se sitúa permanentemente a un nivel superior a la tasa de paro del resto de España. Por
tanto, en nuestro caso, la existencia de una relación de cointegración supondría que la diferencia entre
ambas variables es una variable estacionaria pero con respecto a una media no nula. En este caso, un •
igual a 1 implicaría que las tasas de crecimiento a largo plazo de las variables son iguales, pero que se
mantendrían las diferencias de partida a lo largo del tiempo. De este modo, habría convergencia en
4
Bernard y Durlauf (1996) demuestran que la definiciones de convergencia dadas por (5) y (7) son equivalentes para un
determinado T.
150
I Congreso de Ciencia Regional de Andalucía: Andalucía en el umbral del siglo XXI
PONENCIA
términos de tasas de crecimiento pero no existiría convergencia en los niveles por cuanto que existiría un
componente determinista. En este caso, la definición de convergencia dada anteriormente implicaría que:
limN →∞ ( ; (WN ; $WN _, W µ
(9)
por lo que la presencia de un vector de cointegración [1 -1], sólo implicaría que se mantienen las
diferencias iniciales a lo largo del tiempo, siendo dicha diferencia •. Dado que ambas variables se
mueven de forma similar, la relación entre ellas sería positiva, por lo que • sólo puede tomar valores
mayores que cero. Claramente, en el caso en que • fuese negativo, el proceso que siguen ambas variables
sería divergente.
La definición de convergencia propuesta depende, por tanto, de las condiciones iniciales ya que viene
definida en términos de las variables en niveles, y no en términos de sus tasas de crecimiento. Si XE,tXA,t>0, la media sería positiva y si XE,t-XA,t<0, sería negativa. En base a estos hechos, las medidas de
convergencia que se van a aplicar en nuestro caso son las siguientes:
A. Si existe una tendencia común entre ambas variables y su evolución es creciente en el tiempo, es
decir, si las primeras diferencias de las variables son estacionarias con una constante positiva, entonces si
XE,t-XA,t>0, la convergencia requeriría la existencia de una tendencia común y que • fuese menor que 1, es
decir:
( ; (W7 α ; $W7 _ , W ; (W ; $W VLα (10)
Por el contrario, si XE,t-XA,t<0, la convergencia requeriría la existencia de una tendencia común y que
además • fuese mayor que 1:
_ ( ; (W7 α ; $W7 _ , W __ ; (W ; $W _ VLα ! (11)
B. Si existe una tendencia común entre ambas variables y fuese decreciente, es decir, si las primeras
diferencias fuesen estacionarias con una constante negativa, la definición de convergencia sería la
contraria a la postulada en A. Si XE,t-XA,t>0, la convergencia requeriría un • mayor que 1 y si XE,t-XA,t<0 la
convergencia requeriría un • menor que 1.
C. En el caso de que no existiese una relación de cointegración entre las variables analizadas, esta
metodología no indicaría nada acerca de la convergencia, ya que sólo implicaría la existencia de una
relación de equilibrio a largo plazo entre las mismas. En este caso, podría existir tanto convergencia
como divergencia, pero estos procesos no serían estables a lo largo del tiempo.
5. EVIDENCIA EMPIRICA: INTEGRACION, COINTEGRACION Y TENDENCIAS COMUNES
En este epígrafe se aporta evidencia respecto al proceso de convergencia real de Andalucía y el resto de
regiones españolas. Los datos utilizados son las tasas de paro y proceden de la Encuesta de Población
Activa, del Instituto Nacional de Estadística. Los datos son trimestrales y el período muestral comprende
desde el cuarto trimestre de 1979 al tercer trimestre de 1996, lo que supone un total de 68 observaciones.
Las series originales de tasas de paro han sido desestacionalizadas con el método X-11.
5.1. Raíces unitarias
151
I Congreso de Ciencia Regional de Andalucía: Andalucía en el umbral del siglo XXI
PONENCIA
Con objeto de detectar la existencia de tendencias comunes entre las variables que analizamos, en primer
lugar tenemos que conocer el grado de integración de las mismas.1 Las variables (para la región y el resto
nacional) estarán cointegradas sólo si cada una de ellas es no estacionaria, ya que el análisis se realiza
sólo sobre dos variables, las correspondientes a Andalucía y al resto de España. Dado que en el período
analizado pueden existir diversas fases cíclicas, los tests se realizarán tanto con respecto a una media
como con respecto a una tendencia. Para ello usamos los tests de integración tradicionales: el DickeyFuller ampliado y el test de Phillips-Perron, ambos tanto con respecto a una constante como con respecto
a una tendencia.2 La hipótesis nula es que las variables son no estacionarias mientras que la alternativa es
que son estacionarias con respecto a una media o con respecto a una tendencia determinística. La tabla 1
recoge los diferentes test basados en Dickey y Fuller (1979) y Phillips y Perron (1986).
En el caso de la tasa de paro de España, los tests no permiten rechazar la existencia de una raíz unitaria.
En el caso de un componente estructural, se acepta la hipótesis nula de integración, excepto para el caso
del test ADF con una tendencia. En cuanto a la tasa de paro de Andalucía, tampoco podemos rechazar la
existencia de una raíz unitaria. Resultados similares obtenemos para su componente estructural, excepto
en el caso del test ADF con respecto a una tendencia, al igual que sucedía en el caso de España. Por
tanto, parece que existe cierta evidencia a que la tasa de paro estructural para ambos ámbitos podría ser
estacionaria con respecto a una tendencia. Sin embargo, en los demás casos, se rechaza esta hipótesis de
estacionaridad por lo que suponemos que estas series tienen una raíz unitaria. Los tests con respecto a
sus primeras diferencias muestran en todos los casos que las series son estacionarias, por lo que las series
analizadas tendrían una raíz unitaria, es decir, seguirían un proceso I(1).
Estos resultados son consistentes con los encontrados en numerosos estudios empíricos (Nelson y Plosser
(1982), Perron (1990), entre otros), en los que las series del mercado de trabajo son procesos I(1).
Tabla 1a: Tests de integración. Andalucía
UE
¶UE
UEE
¶UEE
UA
¶UA
UAE
¶UAE
k
1
0
ADFK
- 2,66
- 4,35 (a)
k
1
0
ADFT
- 2,79
- 4,43 (*)
PPK
- 2,58
- 4,34 (*)
PPT
- 2,32
- 4,50 (*)
5
4
- 1,10
- 4,57 (*)
5
4
- 4,20
- 4,36 (*)
- 2,39
- 3,78 (*)
- 2,45
- 3,40 (*)
0
0
- 2,50
- 7,83 (*)
0
0
- 1,91 (*)
- 7,97 (*)
- 2,39
- 8,33 (*)
- 2,24
- 8,42 (*)
4
3
- 0,55
- 4,26 (*)
4
3
- 4,12 (*)
- 3,68 (*)
- 2,33
- 3,65 (*)
- 2,36
- 3,42 (*)
Nota: ADFK y ADFT son los tests de Dickey-Fuller ampliados con respecto a una constante y a una tendencia, respectivamente. PPK y PPT
son los tests de Phillips-Perron con respecto a una constante y una tendencia, respectivamente. La hipótesis nula es que la variable es
estacionaria en sus primeras diferencias. Los valores críticos al 5 por ciento son -2,90 para los casos de una constante y -3,46 para los casos
de una tendencia. El número de retardos de los tests, k, de Dickey-Fuller ampliados, ha sido elegido siguiendo el criterio de Hannan y Quinn
(1979). Los valores con (*) aceptan la hipótesis nula al 5 por ciento.
5.2. Tendencias comunes y convergencia
5
Siguiendo a Engle y Granger (1987), se dice que una variable xt es integrada de orden d, notándola [xt • I(d)], si se puede
representar como un proceso ARMA (antorregresivo de media móvil) no determinístico, invertible y estacionario después de
diferenciar la serie d veces. Por tanto, una serie es integrada de orden cero si es estacionaria en niveles, mientras que sería
integrada de orden uno si su primera diferencia es estacionaria. La diferencia entre ambos conceptos estriba en que una serie
estacionaria tiene una media constante que no varía con el tiempo y su varianza es constante y finita. Por el contrario, en una serie
integrada, tanto la media como la varianza no son constantes y dependen del tiempo.
6
Aunque los contrastes de integración son de sobra conocidos, para el lector no familiarizado con estos instrumentos se
presenta en el apéndice I un breve resumen de la forma de dichos contrastes.
152
I Congreso de Ciencia Regional de Andalucía: Andalucía en el umbral del siglo XXI
PONENCIA
Dado que todas las series analizadas anteriormente presentan un comportamiento I(1), procedemos a
estudiar si existe alguna relación de equilibrio a largo plazo entre ellas. Con objeto de analizar la
existencia de cointegración, usamos la técnica de cointegración multivariante desarrollada por Johansen
(1988) y Johansen y Juselius (1990).1 Aunque esta técnica es suficientemente conocida expondremos
brevemente sus fundamentos. Si una combinación lineal de variables I(1) es estacionaria, entonces se
dice que dichas variables están cointegradas y la combinación lineal estacionaria puede ser interpretada
como un error de equilibrio. Supongamos que Xt es un vector Nx1 de variables I(1) y asumimos que este
vector tiene una representación VAR (vector autorregresivo) de orden k con errores gaussianos •t:
;
W
µ Π ; Π ; Π ; ε
W W N
W N
W
(12)
El equilibrio estático a largo plazo que corresponde a esta ecuación es:
Π;
(13)
donde la matriz de coeficientes a largo plazo, •, se define como:
Π
, Π Π Π N
(14)
• es una matriz NxN cuyo rango determina el número de vectores de cointegración distintos que existen
entre las variable que forman X. Definimos dos matrices Nxr, • y •, tal que:
Π αβ ′ (15)
Las filas de •' de los r distintos vectores de cointegración son:
β ′ ; _ , (16)
L
W
donde •i' es la fila i de •'. El rango de la matriz de largo plazo determina el número de vectores de
cointegración. Pueden existir tres posibilidades. En primer lugar, • puede ser de rango pleno. En este
caso, para asumir la estacionaridad del término de error se requiere que los niveles de Xt sean
estacionarios, implicando la ausencia de cualquier tendencia estocástica en los datos, en contra de
nuestra especificación inicial I(1). En segundo lugar, • puede ser de rango cero, por ejemplo, puede ser
una matriz nula y por tanto no existir ninguna relación de cointegración entre los elementos de Xt.
Finalmente, y en tercer lugar, • puede tener un rango intermedio r, (0<r<n). Si • tienen rango r, entonces
existen r relaciones de cointegración entre los elementos de Xt, o de forma equivalente, n-r tendencias
estocásticas comunes.
Johansen (1988) demuestra que la función de máxima verosimilitud de este problema es proporcional a:
_ Π λ 1
L L
7
(17)
donde •1, •2,...,•N, muestran las N correlaciones canónicas al cuadrado entre las series Xt-k y Xt (véase
Johansen (1988)). El número de vectores de cointegración se puede demostrar es igual al número de • no
nulas. Por tanto, el estadístico de máxima verosimilitud para la hipótesis nula de la existencia de, al
menos, r vectores de cointegración, el estadístico Traza, es:
7
El concepto de cointegración fue desarrollado inicialmente por Engle y Granger (1987). Se dice que las variables de un
vector Xt están cointegradas de orden (d,b):
; _&,GE
W
si dichas variables son integradas de orden d, I(d), y existe un vector •, denominado vector de cointegración, distinto de cero tal
que:
=
W
α ′ ; _,G EE ! W
153
I Congreso de Ciencia Regional de Andalucía: Andalucía en el umbral del siglo XXI
7UD]D
W ∑L1 U ln λ L 0
PONENCIA
(18)
Por otro lado, el estadístico de máxima verosimilitud de la existencia de al menos r vectores de
cointegración, contra la alternativa de r+1 vectores de cointegración, el estadístico del valor propio
máximo, •máx, es:
λ max 7 ln λ U (19)
Con objeto de realizar el análisis de la existencia de tendencias comunes aplicamos los anteriores test a
un sistema VAR, para cada una de las variables, de la siguiente forma:
;
W
>(VSD D $QGDOXFËD$QGDOXFËD@′ (20)
Los resultados del análisis de cointegración se presentan en la tabla 2. Como podemos observar existe
una relación de cointegración en cada variable regional con respecto a su correspondiente nacional,
excluyendo dicha variable regional. Tanto el estadístico Traza como el •máx rechazan la hipótesis nula de
que no existe ninguna relación de cointegración. Con respecto al valor del vector de cointegración,
observamos que en los dos casos es inferior a la unidad1. En el caso de la tasa de paro el parámetro •
tiene un valor de 0,67, implicando que la relación de equilibrio a largo plazo entre la tasa de paro de
Andalucía y la del resto de España presenta una evolución divergente, es decir, la tasa de paro andaluza,
lejos de aproximarse a la del resto de España, ha ido aumentando en una mayor proporción. La
convergencia, como se expuso anteriormente en la ecuación (9), requeriría que •>1. En el caso de la tasa
de paro estructural los resultados son similares, mostrando también un proceso divergente con un valor
de parámetro •, aún más bajo, de 0,60, lo que verifica una mayor divergencia. Por tanto, encontramos que
las tasas de paro, lejos de experimentar un proceso convergente, presentan una evolución divergente,
incrementándose las diferencias existentes. Este proceso divergente no afecta únicamente a la tasa de
paro observada, sino también a su componente estructural.
Tabla 2: Análisis de cointegración
Tasa de paro
Tasa de paro estructural
r#1
r#0
r#1
r#0
VAR(p)
6
4
Traza
2,83
20,21 (*)
0,56
44,20 (*)
•máx
2,83
17,36 (*)
0,56
43,63 (*)
•
0,67
0,60
Nota: los valores con (*) representan la existencia de un vector de cointegración. Los valores críticos al 5 por ciento son 8,8 para r#1 y 17,95
para r#0 para el estadístico Traza y de 8,8 para r#1 y 14,90 para r#0 para el estadístico •máx. El número de retardos del VAR ha sido elegido
siguiendo el criterio de Hannan y Quinn (1979).
Por tanto, obtenemos un proceso divergente entre las tasas de paro de Andalucía, las del resto de España.
Al mismo tiempo, la existencia de un proceso divergente en la tasa de paro estructural muestra que el
proceso divergente de la tasa de paro observada no se debe a factores cíclicos, sino que se debe a su
componente estructural.
18
Se ha realizado un test sobre la hipótesis nula de que • es la unidad. Si • es 1, no existiría convergencia ni divergencia, sino
que las diferencias existentes se mantendrían, como hemos visto anteriormente, ya que sus tasas de crecimiento serían iguales. En
los tres casos se rechaza la hipótesis nula, a través de una •2(1) al 5 por ciento, por lo que los parámetros obtenidos son
significativamente inferiores a la unidad.
154
I Congreso de Ciencia Regional de Andalucía: Andalucía en el umbral del siglo XXI
PONENCIA
6. CONCLUSIONES
En este trabajo se ha analizado la convergencia real entre Andalucía y el resto de regiones españolas,
centrándonos en la evolución de la tasa de desempleo y de su componente estructural. Intentamos aportar
evidencia, utilizando el análisis de cointegración, sobre la existencia de un proceso convergente o
divergente entre las citadas variables a nivel regional y nacional menos Andalucía. En concreto, se
intenta detectar la existencia de tendencias comunes de equilibrio a largo plazo entre algunas variables de
los mercados de trabajo presentando, al mismo tiempo, una definición de convergencia que viene
determinada por dicha relación de equilibrio a largo plazo y su relación con la existencia de tendencias
comunes.
Los resultados obtenidos muestran la existencia de un proceso divergente entre las tasas de paro
observadas de Andalucía y del resto de España. Calculando su componente estructural a través de la
MURU, la tasa de paro consistente con un nivel medio de uso de la capacidad productiva instalada, se
observa que también existe un proceso divergente. De este resultado se deriva el hecho de que la
evolución divergente de la tasa de paro observada no se debe a factores cíclicos que puedan afectar en
mayor medida a la economía andaluza, sino que las causas hay que buscarlas en el componente
estructural de la tasa de paro.
La evidencia que presentamos es consistente con la recientemente aportada por Villaverde (1996), que
utiliza otra técnica de análisis (el método shift-share) para analizar la convergencia regional en la tasa de
actividad y su incidencia sobre la dinámica del empleo y que concluye: "... en los próximos años no
parece fácil que se produzca un acortamiento significativo en el gap existente entre las tasas de empleo
en el ámbito regional y nacional".
Esta desigualdad interregional o divergencia entre Andalucía y el resto de España podría venir motivada
porque el ciclo económico afecta a las regiones de forma distinta, de acuerdo con su especialización
sectorial. La escasa capacidad de generación de empleo de Andalucía puede venir también motivada por
insuficiencias de capital humano (menor nivel de educación y cualificación de los trabajadores) y
tecnológico de las empresas (relación entre la proporción entre I+D y PIB, y la tasa de paro entre
regiones). La divergencia en las tasas de paro mantenidas de forma sostenida a lo largo del período
analizado, reflejan la existencia de desventajas estructurales en Andalucía, es decir, deficiencias en sus
dotaciones de ciertos factores productivos. En este sentido, se requiriría un aumento de la inversión en
infraestructuras, incentivos a la actividad privada y mejora en los niveles de formación ocupacional,
como armas para reducir la elevada tasa de desempleo andaluza en relación con el resto de España.
Nuestro análisis muestra que el camino recorrido en los últimos 20 años no ha sido precisamente el
adecuado para alcanzar ni la convergencia real en la tasa de desempleo ni la reducción de la misma.
BIBLIOGRAFIA
ANDRES, J., DOMENECH, R. y TAGUAS, D. (1996): Desempleo, ciclo económico y participación de
las rentas del trabajo en la economía española, Documento de Trabajo D-96001, Ministerio de Economía
y Hacienda.
BARRO, R. (1988): "The persistence of unemployment", American Economic Review, vol. 78, págs. 3237.
BARRO, R. (1991): "Economic growth in a cross section of countries", Quarterly Journal of Economics,
vol. 106, págs. 407-443.
155
I Congreso de Ciencia Regional de Andalucía: Andalucía en el umbral del siglo XXI
PONENCIA
BAUMOL, W. (1986): "Productivity growth, convergence, and welfare: what the long-run data show",
American Economic Review, vol. 76, págs. 1072-1085.
BERNARD, A. y DURLAUF, S. (1995): "Convergence in international output", Journal of Applied
Econometrics, vol. 10, págs. 97-108.
BERNARD, A. y DURLAUF, S. (1996): "Interpreting tests of the convergence hypothesis", Journal of
Econometrics, vol. 71, págs. 161-173.
DICKEY, D. y FULLER, W. (1979): "Distribution of the estimators for autoregressive time series with a
unit root", Journal of the American Statistical Association, vol. 74, págs. 429-431.
DOMÉNECH, A.J. y TAGUAS, D. (1996): Desempleo, ciclo económico y participación de las rentas del
trabajo en la economía española, Documento de Trabajo D-96001, Ministerio de Economía y Hacienda.
ENGLE, R. y GRANGER, C. (1987): "Cointegration and error correction: representation, estimation and
testing", Econometrica, vol. 55, págs. 251-276.
FRANZ, W. y GORDON, R. (1993): AGerman and American wage and price dynamics. Differences and
common themes@, European Economic Review, vol. 37, págs. 719-762.
HANNAN, E. y QUINN, B. (1979): "The determination of the order of an autoregression", Journal of
the Royal Statistic Association, Serie B, vol. 41, págs. 190-195.
JIMENO, J. Y JOHARIA, L. (1993): El mercado de trabajo español en el proceso de convergencia hacia
la Unión Económica y Monetaria Europea. Papeles de Economía Española, 52/53, págs. 78-107.
JOHANSEN, S. (1988): "Statistical analysis of cointegration vectors", Journal of Economic Dynamics
and Control, vol. 12, págs. 231-254.
JOHANSEN, S. y JUSELIUS, K. (1990): "Hypothesis testing for cointegration vectors for Gaussian
vector autoregressive processes with constant and seasonal dummies", Oxford Bulletin of Economics and
Statistics, vol. 52, págs. 169-210.
NELSON, C. y PLOSSER, C. (1982): "Trends and random walks in macroeconomic time series",
Journal of Monetary Economics, vol. 10, págs. 139-162.
PERRON, P. (1990): "The great crash, the oil price shock and the unit root hypothesis", Econometrica,
vol. 57, págs. 1361-1401.
PHILLIPS, P. y PERRON, P. (1986): "Testing for a unit root in a time series regression", Biometrika,
vol. 75, págs. 335-346.
VILLAVERDE, J. (1996): "Impacto de la producción y de la productividad sobre el empleo", Papeles de
Economía Española, n1. 67, págs. 202-221.
156