Visor de obras.

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A finales de 1985 culminaba uno de los más prolongados períodos de recesión de nuestra historia económica reciente. La observación de la estructura del desempleo en aquel momento tiene un doble interés. Por una parte, permite analizar las secuelas de una larga crisis sobre el funcionamiento del mercado de trabajo. Por otra parte, y quizás más relevante desde nuestra perspectiva actual, algunas de las limitaciones de la vigorosa recuperación económica de los últimos años, que hoy empiezan a manifestarse, pueden tener su origen en un mercado de trabajo que no ejerce adecuadamente su cometido de asignación y estabilización.

El diseño de políticas de empleo específicas requiere un detallado conocimiento de cuales son los grupos mayormente afectados por el problema de desempleo. Es decir, saber si, quienes forman parte del grupo de desempleados, son los más jóvenes o los más viejos, los que tienen mayor o menor nivel de estudios, los que tienen determinadas ocupaciones, los que desarrollan su actividad en determinados sectores o los que residen en determinadas áreas geográficas. En este sentido, la descripción de la estructura del desempleo, según las diferentes características mencionadas, tal y como aparece en la Encuesta de Población Activa (EPA), es una información útil, pero insuficiente, para conocer de manera precisa la incidencia del desempleo. Ello es así porque esas tasas de paro por características, como aproximación de la probabilidad de estar en paro de   —76→   un individuo que las posea, no tiene en cuenta el grado de correlación (muchas veces elevado) entre algunas de ellas. Así, el hecho de que los más jóvenes son aquellos con un mayor nivel de estudios, o que determinados sectores estén más arraigados en determinadas comunidades autónomas que en otras, o que ciertas ocupaciones requieran un nivel de estudios concreto, son ejemplos de esas correlaciones.

El objetivo de este trabajo es completar esta información en tres direcciones, con el fin de ayudar al diseño de políticas específicas. En primer lugar, se estudia la estructura del paro mediante modelos probabilísticos, que permiten una evaluación insesgada, sin presencia de las correlaciones antes mencionadas, de la influencia de cada característica en la probabilidad de estar desempleado. Por otra parte, se descompone esta probabilidad en dos elementos diferenciados: la frecuencia de entrada en el desempleo y la duración media de los períodos de paro. Ambos componentes tienen causas diferentes y requieren medidas de política económica igualmente distintas. Por último, se estudia la relación entre la duración del período de desempleo y la probabilidad de abandonar el paro. Este aspecto es de gran importancia dado el aumento de la proporción de parados de larga y, especialmente, muy larga duración que ha sufrido nuestra economía desde 1976. En este contexto la duración hay que interpretarla como una característica más del parado que puede deteriorar el atractivo del mismo para sus potenciales empleadores. Si ello es así, a medida que la duración aumenta, la probabilidad de abandonar el desempleo se reduce.

Varios años de tradición de estudios sobre la demanda de trabajo en España, han permitido conocer con bastante precisión los determinantes del empleo en nuestro país. No obstante, nuestro conocimiento sobre las causas del desempleo es mucho más limitado. El estudio desagregado de la estructura del paro ha estado fundamentalmente orientado a detectar desigualdades que, sin duda, acentúan el impacto negativo del mismo sobre la distribución. Este enfoque es también relevante desde el punto de vista de la eficiencia micro y macroeconómica. El estudio desagregado de las características del desempleo puede arrojar alguna luz sobre los desajustes existentes entre las nuevas cualificaciones requeridas y las disponibles, o entre la distribución especial de las mimas. Este desajuste, causado por la baja movilidad o la absolencia en la cualificación, ha sido señalado por algunos autores como una posible explicación del crecimiento secular de la tasa de paro en los países de la Comunidad Económica Europea.

Otro aspecto en el que se manifiesta la relación entre la incidencia   —77→   desigual del desempleo, la ineficiencia asignadora y la pérdida de eficacia estabilizadora del mercado de trabajo es el comportamiento no estacionario de la proporción de parados de larga duración. Son cada vez más los autores que señalan que los efectos individuales menos deseables del paro están asociados con el tiempo de permanencia de los individuos en el mismo y no tanto con la tasa de rotación. La progresiva desmotivación, pérdida de canales de información directa, descualificación, asentamiento en una cultura del desempleo, etc., provocan una disminución paulatina en el esfuerzo de búsqueda y en la elegibilidad de los parados de larga duración por parte de las empresas. Tal y como se observa en muchos países, la proporción de parados de larga duración empeora con el desempleo y no mejora sustancialmente, o al menos rápidamente, en los períodos de recuperación, generando en la práctica una segmentación del mercado de trabajo. Esta segmentación tiene un reflejo agregado inmediato. La dificultad de una rápida movilización del exceso de mano de obra aumenta el riesgo de tensiones inflacionistas en cualquier proceso de recuperación económica.

El análisis de estos efectos en el marco de modelos agregados se ha mostrado, hasta el momento, insuficiente, por lo que la atención se ha vuelto recientemente hacia información de carácter más desagregado. En este estudio se ha hecho uso de la submuestra de la población activa masculina de la Encuesta de Condiciones de Vida y Trabajo del Ministerio de Economía y Hacienda (ECVT)²⁷. La conclusión principal es que el mercado de trabajo en nuestro país presentaba en 1985 una fuerte concentración del desempleo en ciertos colectivos, así como una elevada duración esperada. Además, la duración varía significativamente entre sectores y ocupaciones, y la probabilidad de un individuo de abandonar el desempleo depende positivamente del tiempo que lleva desempleado. Todas estas características configuran una imagen del mercado de trabajo en el que destacan algunos aspectos negativos por encima del propio desempleo: el desempleo y su componente menos deseable (la duración) se distribuyen desigualmente y la función macroeconómica (estabilizadora) del paro es muy limitada.

El resto de las secciones se organiza como sigue. En la Sección 2 se describen algunos rasgos agregados del mercado de trabajo desde 1976 hasta 1988. En la Sección 3 se presentan algunos elementos teóricos de interés para la descomposición de la tasa de desempleo. En la Sección 4 se describe la información utilizada. En la Sección 5 se recogen los principales   —78→   resultados, dejando para los Apéndices 1, 2 y 3 la presentación más detallada del procedimiento de estimación, la descripción de la muestra y de las variables utilizadas y los resultados de la estimación de los diferentes modelos propuestos, respectivamente. En la última sección se recogen las principales conclusiones, así como las implicaciones, en términos de política de empleo, de los resultados obtenidos.

Desde 1974, el año de máxima ocupación en los últimos 25 años, hasta 1985, el año con el menor nivel de ocupación, la población activa en España apenas ha variado, pero se han perdido más de dos millones de puestos de trabajo²⁸. Por contra, a partir de 1985, a pesar de la creación de más de 700.000 puestos de trabajo, el paro sólo se ha reducido en algo más de cien mil personas. Es decir, la mejoría que ha sufrido la economía no sólo ha creado empleo, sino que también ha atraído nuevos activos, lo que no ha permitido reducir de manera importante la tasa de paro.

Todo lo anterior hace que deban interpretarse con cautela las tasas de paro, en la forma habitual que están definidas (porcentaje de población activa desocupada), dada la infra o sobrevaloración de sus componentes según el período que se esté considerando. Asimismo, también se pone de manifiesto la importancia que tienen los aspectos dinámicos de movilidad entre diferentes situaciones para poder entender el fenómeno del desempleo²⁹. Pese a ello, es indispensable, antes de entrar a analizar en forma pormenorizada la incidencia y la duración del desempleo, tener una visión de cómo en términos globales el fenómeno del desempleo se ha distribuido según diferentes características a lo largo del período reciente, 1976-1988, que incluye un subperíodo de crisis (1976-1985) y otro de recuperación, a partir de 1986³⁰.

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En el Cuadro 1 presentamos cual ha sido la distribución de los parados según sexo, edad y nivel educativo. El primer aspecto importante que destaca es la mayor presencia de mujeres paradas en 1988 en relación a años anteriores. Ello es consecuencia de la mayor actividad de las mujeres, en particular las casadas, en épocas de recuperación como la iniciada a partir de 1985. Prácticamente, a finales de 1988 el desempleo está repartido al cincuenta por ciento entre hombres y mujeres. Ello no es óbice para que la tasa de paro femenina haya caído en 1988 respecto a 1985 (del 27,6 al 26,9 por ciento), aunque en el caso de los hombres el descenso es más acusado (del 18,6 al 14,1 por ciento).

Al analizar la composición del paro por edades se observa una menor presencia de los más jóvenes en este grupo. Ello es consecuencia del mayor nivel de escolarización de la población juvenil española. Sin embargo, esta menor presencia no se traduce en una tasa de paro baja, sino que son los más jóvenes, en particular las mujeres, los que se enfrentan a tasas de paro muy elevadas³¹. Pese a ello, debe destacarse la mejoría observada en estas cifras si se comparan con las correspondientes a 1985. Ello es debido a que el empleo de los más jóvenes, así como el de las mujeres, es bastante sensible a la evolución del nivel de actividad económica.

Los aspectos relevantes al analizar la incidencia del desempleo según la edad se reproducen en forma similar si analizamos el desempleo según el estado civil o la relación con la persona principal. En 1988 el 63,6 por ciento de los parados no estaban casados y el 79,3 por ciento no eran las personas principales de la vivienda. Asimismo, estos grupos ven reducida su tasa de paro en cuanto mejora la actividad económica.

El fenómeno de la mayor escolarización de la población española, también se traduce en un mayor nivel educativo de los parados. Así, mientras que en 1976 el 70,8 por ciento de los parados tenía estudios primarios o menos, este porcentaje se ve reducido al 42,3 por ciento en 1988³². Este fenómeno se traduce en que en 1988 la tasa de paro más baja corresponde al grupo con estudios primarios, mientras que aquellos que tienen Formación Profesional se enfrentan a la tasa de paro más elevada.

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Esta incidencia del paro según el nivel de estudios es distinta para hombres y mujeres. Así, mientras que para los hombres las tasas observadas parecen indicar que la educación aumenta la probabilidad de estar empleado, este no es el caso para las mujeres. Son las analfabetas y sin estudios las que presentan menores tasas de paro (17,7 y 16,3 por ciento, respectivamente), mientras que, por ejemplo, la tasa de paro entre aquellas con estudios superiores alcanza el 24,8 por ciento, tasa superior a cualquiera de los grupos por niveles de estudios entre los hombres³³. Este fenómeno se debe fundamentalmente a aquellas que buscan su primer empleo. Así, el 15,8 por ciento de estas tienen estudios superiores o de nivel anterior al superior, mientras que este grupo sólo representa el 7,8 por ciento entre las que han trabajado anteriormente.

En este sentido, la experiencia laboral de las mujer es ha mejorado claramente desde 1985. El porcentaje de mujeres que han trabajado anteriormente pasa del 41,5 por ciento en 1985 al 56,7 por ciento en 1988. Dicho porcentaje también aumenta significativamente (6 puntos porcentuales)   —81→   para los hombres. Todo ello puede estar explicado, en parte, por las políticas de empleo llevadas a cabo recientemente que han fomentado la contratación temporal, con especial incidencia en los más jóvenes. Ello hace que cada vez sea menos joven el grupo de parados que busca su primer empleo. Así, mientras en 1981 el 84,1 por ciento de los parados de primer empleo eran menores de 25 años, en 1985 representaban el 78,4 por ciento y en 1988 el 75,2 por ciento, siendo este envejecimiento más notorio entre la población femenina.

Finalmente, es interesante analizar la distribución del paro entre los que han trabajado anteriormente según cual fuera la rama de actividad a la que pertenecía su anterior empleo. Los resultados de este análisis están presentados en el Cuadro 2, siendo destacables del mismo dos aspectos. En primer lugar, la notable reducción en importancia del desempleo en el sector de la Construcción, respecto del total. La tasa de paro de dicho sector se ha reducido en más de la mitad desde 1976. En segundo lugar, hay que destacar la creciente importancia del desempleo en el sector Servicios en relación al total. A dicho sector pertenecían el 27,8 por ciento del total de parados en 1976, mientras que en 1988 dicho porcentaje alcanza el 46,6. Ello se debe al importante aumento de la población activa en dicho sector como consecuencia de los cambios en la estructura ocupacional y sectorial del empleo para adecuarse a las necesidades de cada momento. En particular, la rama de actividad «Otros Servicios» es la más caracterizada por esta evolución, habiendo aumentado la tasa de paro en dicha rama, a pesar de la mejora de la actividad económica experimentada en el período 1985-1988³⁴.

La medición de la duración de los períodos de desempleo es una cuestión muy relevante si se quiere conocer con detalle la importancia que este aspecto tiene en el fenómeno del desempleo. De la información publicada en la EPA cabe la posibilidad de utilizar como una aproximación de la duración, el tiempo de búsqueda de empleo, ya que esta última es un aspecto necesario en la definición de parado. La utilización de esta variable no está exenta de problemas de medida ya que, por ejemplo, la búsqueda de empleo pudo haber empezado antes de abandonar su último empleo. Ello haría que estas cifras pudieran estar sesgadas al alza,   —82→   además de presentar algunas inconsistencias, en particular, en las cifras correspondientes al paro de corta duración, tal y como destaca Morales (1987). En cualquier caso, su evolución pone de manifiesto algunos rasgos que, independientemente de la exactitud con que queda reflejado el concepto que queremos medir, muestran aspectos, en este caso negativos, de la caracterización del paro en España.

En el Cuadro 3 se presenta la distribución del colectivo de parados según el tiempo de búsqueda de empleo, observándose un aspecto muy significativo en dichas cifras. Los parados de larga (de 12 a 24 meses) y de muy larga duración (más de 24 meses) representan cada vez un mayor porcentaje del colectivo de parados. Representaban el 17,9 por ciento en 1976, mientras que en 1988 alcanzan el 59,8 por ciento. Además, el paro de muy larga duración ha crecido comparativamente más en este período, siendo en 1988 casi dos veces y media el paro de larga duración, cuando en 1981 este último era mayor que el primero. Asimismo, las cifras totales, no corregidas por el cambio de metodología de 1987, muestran que incluso en el período 1985-1988 el número total de parados de muy larga duración ha aumentado. Esto refleja la dificultad que los parados tienen para encontrar empleo a medida que su duración aumenta, incluso en situaciones de recuperación económica.

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En este mismo sentido apuntan los resultados del ejercicio de simulación de Toharia y Fernández (1988). Según los resultados de dicho ejercicio, las probabilidades de paso de cero a un año de paro son, para todo el período considerado (1976-1987), siempre menores que las de uno a dos años, siendo evidencia, tal y como comentan los autores, que el flujo de salida del paro es más intenso en los primeros tiempos del mismo³⁵. Ello pone de manifiesto la delicada situación de los para dos de muy larga duración a la hora de abandonar el desempleo, presentándose la duración del desempleo como una característica negativa del parado.

Al analizar la composición del paro de larga y muy larga duración, según diferentes características, destacan algunos elementos de interés, recogidos en las cifras que se presentan en el Cuadro 4.

En primer lugar, los hombres, que en 1981 representan más de la mitad de los parados de larga y muy larga duración, en 1988 son menos en número que las mujeres. De hecho, el paro de larga duración incide más acusadamente en las mujeres que en los hombres. En 1988 el 52,7 por ciento de los hombres son parados de larga y muy larga duración, mientras que en el caso de las mujeres este grupo representa el 65,9 por ciento. Por lo que respecta a la edad, los más jóvenes (menores de 30 años) y los de más edad (mayores de 54 años) representan la mayor parte de los desempleados de larga y muy larga duración, aunque comparando las cifras de 1988 con las de 1981 se atisba una mayor presencia de personas con edades entre 30 y 55 años. De hecho, en 1988 el 60,6 por ciento de personas en paro de dicha edad son parados de larga o muy larga duración.   —84→   Finalmente, en relación al nivel de estudios, se observa una mayor presencia en 1988 de personas con estudios superiores o de grado medio en el colectivo de parados de larga y muy larga duración. Este fenómeno se debe fundamentalmente a la presencia de la población femenina en este grupo.

Por último, es importante, dada la perspectiva de 1992, comparar la situación de los parados de larga duración en España con la que se da en algunos países comunitarios³⁶. Las cifras relevantes se presentan en el Cuadro 5. Deben ser destacados dos aspectos. En primer lugar, que sólo Bélgica presenta un panorama, en relación al paro de larga y muy larga duración, peor que nuestro país, pese a que la tasa de paro de nuestro país es sensiblemente superior a la belga. En 1984 el 58,9 por ciento de los desempleados belgas estaban en paro más de un año, mientras que dicho porcentaje era del 53,8 por ciento en España. En segundo lugar, cabe destacar que son los países con menor tasa de paro (Alemania y   —85→   Francia), los que presentan un menor porcentaje de parados de larga y muy larga duración, siendo mayor el porcentaje de parados con duración de uno a dos años que el de aquellos con más de dos años de desempleo³⁷. La situación de estos países es similar a la que presentaba España a finales de la década de los setenta.

La tasa de paro se define como el porcentaje de aquellas personas que están en paro sobre el total de la población activa, definición que corresponde a una cuantificación llevada a cabo en un momento concreto del tiempo. Alternativamente, y para un año determinado, uno podría pensar en tasa de paro (u) como el ratio entre el número de meses de desempleo habidos y el total de meses activos, pudiéndose representar la tasa de paro del siguiente modo:

(1)

en donde S es el número de períodos de desempleo que se han experimentado a lo largo del año (incluidos los iniciados en años anteriores y aún incompletos) en la población activa, teniendo en cuenta que un mismo individuo puede haber tenido más de uno, L es el total de la población activa y D es la duración media (media en meses) de un período de   —86→   desempleo en el año en cuestión, teniendo en cuenta que D no puede ser mayor que 12. Nótese que el numerador SxD corresponde al total de meses de desempleo que han habido, y el denominador L x 12 al total de meses activos.

Consideremos la siguiente condición de estacionariedad en el desempleo: la probabilidad de entrar en el desempleo y la duración esperada no dependen de cual sea el momento de inicio del período de desempleo³⁸. Bajo dichas condiciones, la expresión (1) podría escribirse como:

(1')

en donde S* es el número de períodos de desempleo iniciados en el año en cuestión y D* es la duración media de un período de desempleo completo, pudiendo ser D* mayor que 12, tal y como ocurre en el caso español.

Así pues, a partir de la expresión (1') la tasa de paro puede descomponerse en el producto de la tasa de entrada en el desempleo ((S*/L) x 100) y la duración media (medida en años) de un período completo (D*/12). Ambas componentes representan aspectos distintos, siendo de especial relevancia de cara a la toma de medidas específicas de política económica conocer su importancia relativa, así como los factores que las caracterizan. Dadas las cifras sobre duración y parados de corta duración, es evidente que dichas condiciones no se han cumplido en la historia reciente del desempleo en España, al menos hasta 1985. Pese a ello, dada la sencillez de esta descomposición, así como el carácter, principalmente cualitativo, de las conclusiones a extraer, la misma será utilizada posteriormente en este trabajo.

En el presente estudio se estiman diferentes modelos que permiten evaluar para cualquier individuo, dadas sus características, cuál es la probabilidad de estar desempleado y la duración esperada de un período completo de desempleo. A partir de estas, es posible calcular la probabilidad de entrar en el desempleo, haciendo uso de la expresión (1'). Para interpretar los resultados de este ejercicio es necesario conocer cuál es el efecto esperado de las diferentes características del individuo sobre la probabilidad de entrar en el desempleo, la duración del mismo y, por consiguiente, sobre la probabilidad de estar desempleado.

  —87→  

El análisis de las diferentes causas de entrada en el desempleo nos permite distinguir dos tipos de paro: voluntario e involuntario. En el primero de los casos el individuo es quien toma la decisión de abandonar el empleo, por lo cual, suponiendo un comportamiento optimizador en el tiempo, cabe pensar que tendrá en cuenta los costes (presentes y futuros) asociados al desempleo, así como las expectativas futuras de empleo y retribución. En relación a los primeros las obligaciones económicas respecto a terceros, que representan mayores costes, tienden a reducir la probabilidad de entrar en el paro voluntariamente. Así, los casados y con hijos tendrán menor probabilidad, mientras que aquellos trabajadores secundarios, la mujer casada o el joven, sobre todo si no depende económicamente de si mismo, tendrán una mayor probabilidad de ser parados voluntarios.

Las expectativas futuras de empleo están directamente relacionadas con la situación del mercado de trabajo que afecta al individuo (tasa de paro o vacantes en su sector, en su ocupación o en su región), así como a sus particulares características (edad, nivel de estudios, experiencia laboral, entre otras). Por otra parte, las expectativas salariales dependen de los típicos factores de capital humano, aunque el elemento diferencial entre el salario actual y el futuro dependerá de cuan específico en relación a su empresa sea el capital humano del individuo. Cuanto menos específico mayores expectativas de mejora y, por tanto, la probabilidad de entrar voluntariamente en el paro será mayor.

En relación a aquellos que pasan a estar desempleados de forma involuntaria, cabe pensar que, mayoritariamente, serán aquellos con una productividad escasa en relación a su retribución. En este caso aspectos de carácter macroeconómico inciden de forma directa en la importancia de este tipo de desempleo. Por tanto, no sólo el nivel de estudios, la edad, o la experiencia laboral, como variables que aproximan la productividad, son relevantes, a la hora de determinar la probabilidad de entrar involuntariamente a formar parte del grupo de parados. También las condiciones particulares del mercado de trabajo (sector, región y ocupación) que afectan al individuo son de importancia.

El análisis de los determinantes de la duración de los períodos de desempleo es equivalente a analizar la probabilidad de abandonar el desempleo en un momento condicionada a haber estado desempleado hasta dicho instante (P)³⁹. Dicha probabilidad tiene a su vez dos componentes:   —88→   la probabilidad de recibir una oferta con un determinado salario asociado a la misma (Po) y la probabilidad de aceptarla (Pa), relacionadas del siguiente modo⁴⁰:

(2)

El análisis empírico de la descomposición del efecto total de una determinada característica, en aquella parte que se realiza a través de Po y la que se realiza a través de Pa, requiere de supuestos de identificación impuestos a priori, a la vez que complica el proceso de estimación. En el presente estudio centramos nuestra atención en el efecto total, sin cuantificar su descomposición⁴¹, aunque para poder interpretar adecuadamente los resultados es necesario conocer los efectos esperados de cada variable a través de Po y Pa.

En el caso de la probabilidad de recibir una oferta (Po), es lógico suponer que, tanto características personales, como la intensidad (y calidad) de la búsqueda, como aspectos generales de la demanda de empleo, han de incidir sobre dicha probabilidad. En este sentido, cabe esperar que el capital humano del individuo, ya sea específico o genérico, tendrá un efecto positivo sobre dicha probabilidad. Asimismo, cabría esperar un efecto, bien en forma de U invertida o decreciente, para la edad. En relación a la intensidad de búsqueda es evidente que esta ha de tener un efecto positivo sobre la probabilidad de recibir una oferta. Finalmente, las condiciones de la demanda de empleo, ya sean medidas en términos de la tasa de paro según diferentes características (geográficas, sectoriales, ocupacionales, por grupos de edad, etc.) o bien mediante el número de vacantes, han de incidir de tal forma que, cuanto mejores sean estas condiciones, mayor ha de ser la probabilidad de recibir una oferta.

Si suponemos que el individuo trata de maximizar su riqueza (o bienestar), continuará desempleado, buscando empleo, si, dada una determinada oferta, el valor presente de abandonar el desempleo es inferior al valor de continuar buscando empleo durante el próximo período. Bajo determinadas condiciones existe un salario, denominado salario de reserva, tal que es óptimo aceptar cualquier oferta cuyo salario asociado iguale o exceda al salario de la reserva. Consecuentemente, la probabilidad de aceptar una oferta (Pa) es igual a la probabilidad de que el salario ofrecido   —89→   sea igual o superior al de reserva. Por lo tanto, cualquier factor que incremente (o reduzca) el salario de reserva reducirá (o incrementará) la probabilidad de aceptar una oferta (Pa) y, consecuentemente, reducirá (o incrementará) la probabilidad de abandonar el desempleo (P).

El salario de reserva depende de la probabilidad de recibir una oferta, de la función de distribución de los salarios, así como de aquellos factores que determinan la riqueza (o el bienestar) de estar desempleado. En este sentido, cualquier factor que incremente la probabilidad de recibir una oferta aumentará el salario de reserva. Por otra parte, en general, cualquier factor que incida positivamente en la medida de los salarios, aumentará el salario de reserva⁴². Finalmente, aquellos factores que únicamente aumentan la riqueza (el bienestar) en la situación de desempleo aumentarán el salario de reserva.

Dado que un aumento en el salario de reserva se traduce en una menor probabilidad de abandono del desempleo (P), aquellos factores que incrementan la probabilidad de recibir una oferta (Po) tienen un efecto indeterminado sobre P. Esto es así ya que dichos factores aumentan Po (efecto directo), aumentando P, pero a la vez disminuyen Pa (efecto indirecto), disminuyendo P. En general, el comportamiento que habitualmente se observa es que el efecto directo domina sobre el indirecto⁴³. Es decir, aquellos factores que aumentan la probabilidad de recibir una oferta, aumentan la probabilidad de abandonar el desempleo.

Por otra parte, el efecto de aquellas variables que únicamente afectan la riqueza (el bienestar) en desempleo tienen un efecto claramente determinado sobre la probabilidad de abandonar el desempleo. Si dichos factores aumentan la riqueza aumentará el salario de reserva, disminuyendo P. De entre estos, el más relevante es el seguro de desempleo, dada su importancia en términos de política económica. En ese contexto, la probabilidad de abandonar el desempleo es, en principio, una función decreciente del seguro de desempleo. Otras variables que pueden ser consideradas dentro de este grupo son aquellas que hacen referencia al grado de obligación económica del individuo, es decir, estado civil y número de personas que dependen del mismo, ya sean hijos o personas mayores. Es de esperar que el grado de obligación económica aumente la probabilidad de abandonar el desempleo.

En la discusión efectuada hasta el momento, ni Po ni Pa se han considerado   —90→   como funciones del tiempo que el individuo lleva desempleado, es decir, la duración del período de desempleo, ni tampoco se ha considerado la posibilidad de que algunos factores explicativos cambien en el tiempo. Pese a ello, existen razones para pensar que el contexto, en el que el proceso de búsqueda debe ser analizado, ha de ser dinámico y no estático. Así, en el caso español, el seguro de desempleo no es constante a lo largo del tiempo, sino que su cuantía varía según el tiempo que lleve desempleado el individuo⁴⁴. Por otra parte, la intensidad de búsqueda puede verse reducida con el paso del tiempo, haciendo que Po, y consecuentemente P, se vean reducidas. El mismo tipo de efecto, la reducción de Po y de P, se produce a través de la posible pérdida de atractivo de los desempleados para los empleados cuanto más largo sea el período de desempleo. Un efecto contrario de la duración se producirá a través de la menor valoración del ocio por parte del desempleado a medida que aumenta el tiempo en dicha situación. Esto comportaría una reducción en el salario de reserva lo que conllevaría un aumento en la probabilidad de abandonar el desempleo. Consecuentemente, de lo anterior se desprende que el efecto de la duración sobre P es ambiguo, aunque la evidencia empírica disponible indica que, en general, dicho efecto total es nulo o negativo⁴⁵.

En el Apéndice 1 se discute detalladamente la problemática econométrica asociada a la estimación de los modelos de la probabilidad de estar desempleado y la probabilidad de abandonar el desempleo. En cualquier caso, debe destacarse que esta última probabilidad está directamente relacionada con la duración, tal y como se detalla en dicho apéndice. Puede afirmarse, ya que es evidente, que cualquier factor que reduce (aumenta) la probabilidad de abandonar el desempleo aumenta (reduce) la duración.

En la Introducción se han destacado los objetivos de este trabajo. Por una parte, se pretende analizar cuáles son los grupos mayoritariamente afectados por el problema del desempleo, ya sea porque se enfrentan a largos períodos de paro, ya sea por su mayor tendencia a formar   —91→   parte del grupo de desempleados. Ello se realiza estudiando cómo determinadas características de los desempleados inciden en estos aspectos. Por otra parte, se pretende contrastar si la duración del paro tiende a empeorar la situación de los parados, en el sentido de que su probabilidad de abandonar el desempleo sea menor. Para abordar dichos objetivos se hará uso de una metodología econométrica, descrita en el Apéndice 1, que requiere información a nivel individual sobre la situación laboral y características de una muestra de individuos. La información utilizada proviene de la Encuesta de Condiciones de Vida y Trabajo (ECVT) efectuada por el Ministerio de Economía y Hacienda en el cuarto trimestre de 1985, extensamente descrita y analizada en los trabajos de la Secretaría General de Economía y Planificación y el Centro de Investigaciones Sociológicas (1986) y de Muro et al. (1988).

El análisis global se centra en una submuestra de la población activa masculina (ECVT-m), de la que se han excluido aquellos parados que no han trabajado anteriormente. Ello se debe a que no dispone de información para dichos individuos sobre el tiempo que llevan como parados, pudiéndose sólo inferir indirectamente, y evidentemente con error, a partir de la fecha potencial de finalización de los estudios que poseen. Asimismo, cabe pensar que las características individuales tienen distinta incidencia según que se trate de individuos con o sin experiencia laboral. En el Apéndice 2 se presenta una descripción de las variables utilizadas.

Las razones que han aconsejado la utilización de esta encuesta podrían resumirse en las siguientes: a) estar referida a un período que caracteriza el punto álgido de la crisis, previo a la recuperación experimentada por la economía y, en particular, por el nivel de ocupación desde entonces; b) contener una detallada información sobre la historia laboral de los individuos, incluyendo aspectos no contemplados en la EPA; y c) formar parte de una serie de trabajos con una fuente de datos común que se están llevando a cabo por algunos de los autores del presente estudio⁴⁶. Asimismo, las características de la encuesta no difieren excesivamente de las de la EPA correspondiente al mismo período. Ello queda reflejado en el Cuadro 6, en donde puede apreciarse que el porcentaje de parados con experiencia laboral sobre la población activa, descontados aquellos parados sin experiencia, es similar, aunque ligeramente inferior en el caso de la ECVT-m.

Por otra parte, la distribución de la duración del desempleo es bastante similar en ambas encuestas. Así, en el caso de la ECVT-m el 46,4%   —92→   de los parados con experiencia laboral llevan desempleados menos de un año, mientras que dicho porcentaje alcanza el 40,5 por ciento en el caso de la EPA. Esa diferencia puede estar explicada por los posibles problemas de medida del paro de muy corta duración en la EPA, comentados anteriormente, que no parecen darse en la ECVT.

En relación a la medición de la duración, debe destacarse que lo que estamos midiendo como duración del desempleo es sólo una parte del período de desempleo del individuo, hecho que debe ser tenido en cuenta a la hora de especificar los modelos adecuados para el análisis de la duración. De hecho, debe tenerse cierta cautela a la hora de utilizar esta información sobre períodos incompletos para inferir la duración media de los períodos completos de desempleo de los que en el momento de realizarse esta encuesta están en paro. La relación entre dichas medias depende de la distribución de la duración completa y de la incompleta.

Finalmente, es importante mencionar la distinción existente entre el ejercicio que aquí se plantea, analizar la duración esperada de los períodos de desempleo completos de aquellos que en un determinado momento se encuentran en dicha situación, y otros ejercicios similares. Tal es el caso de analizar la duración esperada de un colectivo que entra a formar parte del grupo de desempleados en un determinado momento⁴⁷.   —93→   Este segundo ejercicio tiene la ventaja de garantizar la homogeneidad de la muestra, en el sentido de que todos los desempleados empezaron el período de desempleo en el mismo momento. En nuestro caso, dado que sólo se dispone de la información correspondiente a la situación de los individuos en un determinado momento, implícitamente estamos suponiendo que el modelo es el mismo sea cual sea la fecha de inicio del período de desempleo.

Asimismo, este segundo tipo de ejercicio requiere un seguimiento de la muestra de individuos a lo largo de un determinado período, lo cual suele traducirse en una información más detallada acerca de la historia laboral del individuo, así como de sus ingresos antes, durante y después del desempleo. Ello permite analizar aspectos como la frecuencia de los períodos de desempleo y las mejoras salariales tras un período de desempleo⁴⁸. En relación a los ingresos durante el desempleo (subsidio de desempleo), hay que destacar que la ECVT no dispone de información específica, por lo que estos ejercicios, de indudable interés para la política económica, no han sido contemplados en nuestro análisis⁴⁹.

En el Apéndice 3 se presentan los resultados de las estimaciones de diferentes modelos de la probabilidad de estar desempleado y la probabilidad de abandonar el desempleo. Dichas estimaciones permiten evaluar dichas probabilidades, así como la duración esperada para diferentes individuos, una vez fijadas sus características. En particular, permite analizar cuál es el efecto que cambios en las diferentes características tienen sobre dichas magnitudes. Este tipo de análisis permitirá determinar cuáles son los grupos mayoritariamente afectados por el desempleo⁵⁰, así como en qué forma se manifiesta esta incidencia, ya sea porque las duraciones de los períodos de desempleo son elevadas o bien porque la probabilidad de entrar a formar parte del grupo de desempleados es elevada.

El individuo de referencia que se ha elegido tiene las siguientes características:   —94→   50 años de edad, casado con un hijo, con nivel de estudios secundarios, sin otros miembros ocupados en su unidad familiar, obrero especializado no agrario en el sector Comercio y residente en Madrid. En los análisis específicos que siguen a continuación se varía una de dichas características viéndose su efecto sobre la probabilidad de estar desempleado (û), en comparación a la tasa de paro asociada (u), sobre la duración esperada de un período completo de desempleo (E (d c)) y sobre la probabilidad de entrar en el desempleo en un año (Pe). Para el cómputo de la duración se han estimado distintos modelos, manteniendo las características personales (edad, nivel de estudios, estado civil y número de trabajadores en la familia) e introduciendo alternativamente diferentes grupos de variables de interés (comunidad autónoma, rama de actividad, categoría socio-económica e historia laboral).

Edad. En el Cuadro 7 se presentan los resultados del análisis del desempleo según la edad. El primer aspecto a destacar es el efecto en forma de U que tiene la edad sobre la probabilidad de estar desempleado, efecto particularmente acentuado en el caso de los más jóvenes⁵¹. Asimismo, la comparación de la tasa de paro muestral (u) y la tasa ajustada para el individuo tipo (û) nos permite ver hasta qué punto las tasas de paro muéstrales, como aproximación de la probabilidad de estar desempleado, están recogiendo los efectos de otras variables⁵². En este sentido, se observa un sesgo positivo para el grupo de los más jóvenes debido a la correlación existente entre el hecho de ser joven y otras características como, por ejemplo, el nivel de estudios.

En cuanto a la duración esperada, la forma cuadrática en que interviene la edad en el modelo que explica la probabilidad de abandonar el desempleo, se traduce en un efecto de U invertida de la edad sobre la duración, aunque dicho efecto es poco relevante para los mayores de 35 años. En cualquier caso, son los más jóvenes los que se enfrentan a duraciones esperadas menores, aunque quizá se esperaría un efecto mucho más marcado. De hecho, la duración máxima, correspondiente al grupo de 46 a 55 años, es únicamente un 28,9% superior a la de los más jóvenes, cifras claramente en contraste con las obtenidas en otros estudios⁵³.   —95→   En cualquier caso es evidente que las dificultades de encontrar un empleo adecuado aumentan claramente con la edad.

Finalmente, en relación a la probabilidad de entrar en el desempleo, esta es marcadamente más alta para los más jóvenes, siendo indicativo de los menores costes de entrar en el desempleo, así como del carácter temporal de muchos de los empleos que ocupan. Ello está explicado, no por la facilidad con la que encuentran empleo, sino probablemente por el tipo de contratos que disfrutan. En relación al grupo intermedio de 36 a 45 años, también los mayores (más de 55 años) presentan una probabilidad de entrar en el desempleo más elevada, aunque sin llegar al nivel de los más jóvenes. Básicamente, ello está reflejado en el hecho de que son los   —96→   menos jóvenes los que se ven mayormente afectados por las regulaciones de empleo, dado que su productividad esperada en relación al salario percibido es menor.

Nivel de estudios. Los resultados del análisis del desempleo según el nivel de estudios, también recogidos en el Cuadro 7, ponen de manifiesto el claro efecto negativo que tiene el nivel de educación sobre la probabilidad de estar en paro⁵⁴. Esta se reduce algo más de 9 puntos porcentuales al pasar de no tener completados los estudios primarios a tener estudios superiores. Asimismo, comparando las tasas de paro muestrales con las ajustadas se observa un sesgo negativo en las primeras para los niveles de estudios superiores o de grado medio. Ello es consecuencia de la correlación existente entre tener estos niveles de estudios y determinadas variables, como la categoría socio-económica y la edad.

En relación a la duración sólo se ha detectado un efecto claramente significativo en la menor duración del desempleo de aquellos con estudios superiores respecto al resto. Ello pone de manifiesto que el efecto positivo del nivel de estudios sobre la probabilidad de recibir una oferta es mayor en valor absoluto que el efecto negativo que pueda tener sobre la probabilidad de aceptarla, debido a un mayor salario de reserva. Este escaso efecto del nivel de estudios sobre la duración, excepción hecha del caso comentado, hace que las probabilidades de entrada en el desempleo reproduzcan el mismo esquema que las tasas de paro muestrales, es decir, a un mayor nivel de estudios una menor probabilidad de entrar en el desempleo.

Composición familiar. El primer hecho que merece ser destacado es la elevada colinealidad entre estar casado y el número de hijos, lo cual se traduce en una menor significación de los efectos de ambas variables. Este hecho es particularmente notorio en el modelo explicativo de la probabilidad de abandonar el desempleo, por lo que, para dicho modelo, se optó por incluir únicamente el estado civil del individuo.

Tal y como queda reflejado en los resultados que se presentan en el Cuadro 7, el hecho de no estar casado se traduce en una mayor probabilidad de estar desempleado, en una mayor duración esperada, así como en una mayor probabilidad de entrar en el desempleo. Ello es consecuencia, por un lado de las menores obligaciones económicas de los no casados, que justifican una mayor probabilidad de entrada en el desempleo,   —97→   mientras que, por otro lado, el hecho de estar casado es entendido como una señal de responsabilidad por parte de los empleadores, de tal modo que la probabilidad de recibir una oferta es mayor, lo que justifica, junto a los mayores costes de estar desempleado (menor salario de reserva), una menor duración esperada.

Otra característica de la composición familiar es el número de integrantes de la unidad familiar que están ocupados. Esta variable presenta dos afectos que pueden parecer contradictorios pero que son plenamente compatibles. Por una parte, cuanto mayor es el número de ocupados en la familia, mayor es la probabilidad de estar empleado, mientras que, por otra parte, un mayor número de ocupados en la familia supone una mayor duración esperada, tal y como queda reflejado en los Cuadros A1 y A3 del Apéndice 3. En el primer caso, tal y como indica Blanchard (1988), este efecto está recogiendo la mayor información que sobre el mercado de trabajo dispone aquel individuo que convive con otros activos ocupados. En el segundo caso, un mayor número de ocupados en la unidad familiar se traduce en un menor coste de estar desempleado lo que hace que el salario de reserva aumente, con la consiguiente reducción de la probabilidad de abandonar el desempleo.

Comunidad Autónoma. Entre aquellos aspectos que determinan tanto la probabilidad de estar desempleado como la duración de los períodos de desempleo cabe destacar las condiciones del mercado de trabajo que afecta al individuo, las cuales se pueden caracterizar, básicamente, por el área (comunidad autónoma, provincia o comarca) en donde reside el individuo, el sector económico en el que realiza su actividad y el tipo de ocupación que tiene. Dichas condiciones hacen referencia a distintas características, como pueden ser la situación de paro, vacantes, importancia relativa de la comunidad, sector u ocupación respecto del total. Por ello, se ha decidido modelizar estos efectos mediante variables ficticias, sin recurrir a uno de estos indicadores de forma específica⁵⁵.

Los resultados del análisis del desempleo por Comunidades Autónomas se presentan en el Cuadro 8. En primer lugar, cabe destacar que, salvo en el caso de Canarias no existen diferencias apreciables entre las tasas de paro muestrales y las ajustadas, aunque en otros casos (Andalucía, Baleares y Comunidad Valenciana) las diferencias son superiores en valor absoluto a 1,5 puntos porcentuales. La distribución sectorial hace que en   —98→   los cuatro casos mencionados la tasa de paro observada este sesgada al alza a la hora de representar la probabilidad de estar desempleado. Por otra parte, puede distinguirse un grupo de comunidades caracterizadas por una elevada probabilidad de estar desempleado, tal es el caso de Andalucía, Comunidad Valenciana, Extremadura, Navarra, Cantabria y País Vasco, así como otro grupo con una baja probabilidad, entre las que destacan Aragón y Baleares.

No se aprecia una gran diferencia entre las duraciones esperadas. Ello es debido a que en este caso no estamos controlando por sectores y ocupaciones que, como se verá posteriormente, son las fuentes principales, junto con la historia laboral, de variabilidad en las probabilidades de abandonar el desempleo. Por otra parte, la distribución de las comunidades en términos de la probabilidad de estar desempleado no se repite al analizar separadamente la duración y la probabilidad de entrar en el desempleo. Así, Asturias aparece como la comunidad con una mayor duración esperada, pese a tener asociada una probabilidad de entrar en el desempleo   —99→   no particularmente elevada. Ello puede deberse a la composición sectorial de dicha comunidad con una importante presencia del sector minero, caracterizado por largas duraciones de los períodos de desempleo. En el otro extremo se hallan La Rioja, Baleares y Murcia, caracterizadas por un empleo más temporal, tal y como es típico en el sector agrícola o en el caso de algunas ramas del sector servicios.

En relación a la probabilidad de entrar en el desempleo Andalucía y la Comunidad Valenciana presentan los valores más elevados, reflejo de la mayor probabilidad que tienen aquellos sectores asociados a la economía de estas comunidades, como es el caso del sector agrícola y el del calzado.

Rama de actividad. En el Cuadro 9 se presentan los resultados del análisis del desempleo según la rama de actividad. El primer aspecto que destaca es la evidente diferencia entre las tasas de paro observadas y ajustadas, particularmente, en sectores como el de la Agricultura, Ganadería y Pesca (Rama 1), Construcción (Rama 13) y Servicios Domésticos (Rama 24), sectores asociados a niveles de estudios no muy elevados, lo que hace que al controlar dicha correlación la probabilidad ajustada de estar desempleado sea menor que la observada. Por otra parte, las mayores probabilidades de estar desempleado corresponden a la Construcción (Rama 13). Otras industrias manufactureras (Rama 12), Calzado (Rama 9) y Hostelería (Rama 15), ramas que a su vez también presentan las mayores tasas de paro. Administración Pública (Rama 21), Educación e Investigación (Rama 22) y Seguros y Finanzas (Rama 19) presentan las probabilidades más bajas.

En relación a la duración de los períodos de desempleo cabe destacar que aquellas ramas con elevadas duraciones, como es el caso de los sectores Textil (Rama 6), Reparaciones de automóviles (Rama 16), Servicios a las empresas (Rama 20) y Comercio (Rama 14), no se caracterizan por tener unas tasas de paro elevadas en relación al resto de ramas. La importancia de la duración en estos sectores puede deberse al grado de especialización de sus ocupaciones, así como, en algunos casos, a una mayor concentración espacial. Por otro lado, cabe destacar la baja duración correspondiente al sector de Agricultura, Ganadería y Pesca (Rama 1), así como, las altas probabilidades de entrar en el desempleo del sector de la Construcción (Rama 13) y el del Calzado (Rama 9), reflejo del carácter temporal, en muchas ocasiones, de la actividad ligada a estos sectores y a la presencia en los mismos de importantes núcleos de economía sumergida. Por último, destacar que aquellos sectores con una menor probabilidad de estar desempleado, como es el caso de Administración Pública   —100→   (Rama 21), Educación e Investigación (Rama 22) y Seguros Finanzas (Rama 19) son también los sectores que presentan las probabilidades de entrar en el desempleo más bajas, junto a duraciones cualitativamente más importantes.

Categoría socio-económica. La relevancia del sector en donde un individuo realiza su actividad se ve cuestionada por la movilidad entre sectores, a menos que la ocupación del individuo esté claramente vinculada a las peculiaridades del sector. La misma movilidad (o indefinición) puede darse en el caso de algunas categorías socio-económicas. Pese a ello, dado que no se considera importante en el análisis este tipo de error, se ha creído oportuno realizar el mismo, presentándose los resultados de dicho análisis en el Cuadro 10.

  —101→  

Al igual que ocurría en el caso de las ramas de actividad se observan marcadas y, en ocasiones, importantes diferencias entre las tasas de paro observadas y las ajustadas. En particular, es destacable la diferencia correspondiente al grupo de Obreros sin especialización no agrarios (Ocupación 13), en donde la tasa de paro observada está claramente sesgada al alza, debido, entre otros posibles factores, al bajo nivel de instrucción que se da en esta categoría. Este fenómeno se produce en sentido inverso en aquellas categorías con un nivel de instrucción elevado, como ocurre con los Profesionales (Ocupación 5 y 6). Por otra parte, las mayores tasas de paro ajustadas corresponden a los Trabajadores agrarios (Ocupación 2), Obreros no especializados (Ocupación 12) y Trabajadores de servicios (no administrativos) (Ocupación 15), mientras que los Profesionales (Ocupación 5 y 6) presentan las menores tasas de paro ajustadas.

En lo referente a las duraciones de los períodos de desempleo, Contramaestres, Capataces y jefes de Grupo de servicios (Ocupación 11 y 14), presentan los valores esperados más elevados, resultando que puede parecer sorprendente, pero que está recogiendo, posiblemente, que dichos individuos tenían una larga experiencia en el puesto de trabajo en cuestión. Esto se traduce, como se verá posteriormente, en una mayor duración esperada, dado que el salario de reserva, relacionado con la retribución obtenida en el último empleo, será más elevado del que le correspondería al individuo en función de sus características, descontado el   —102→   efecto positivo de una mayor experiencia en ese puesto concreto. Igualmente, estas ocupaciones están asociadas a una mayor edad y a bajos niveles de estudios. Por último, los Trabajadores agrarios (Ocupación 2) y los Obreros no agrarios, especializados y no especializados, (Ocupación 12 y 13) son los que presentan una mayor tasa de rotación, seguramente asociada a una mayor probabilidad de quedar desempleado involuntariamente.

Historia Laboral. La historia laboral de un individuo juega un papel importante a la hora de determinar su probabilidad de abandonar el desempleo. Por una parte, influye en el atractivo del individuo para su empleador potencial. Además, puede actuar sobre el salario de reserva por diferentes canales. En la última columna del Cuadro A2 del Apéndice 3 se presentan los resultados de la estimación de un modelo de la probabilidad de abandonar el desempleo en el que se incluyen como factores explicativos los dos siguientes grupos de variables: las causas de entrada en el desempleo y la experiencia en el anterior puesto de trabajo.

Las duraciones más cortas están asociadas a despidos por finalización de contrato, situación frecuente en individuos incluidos en programas de contratación temporal (en formación, prácticas, etc.) que suelen renovarse tras un corto período de paro. Por el contrario, aquellos que abandonan voluntariamente su puesto de trabajo, presentan duraciones esperadas más elevadas. Este resultado no puede interpretarse en términos de una menor probabilidad de recibir una oferta, por lo que hemos de concluir que se debe a un mayor salario de reserva asociado, entre otros, a una menor desutilidad del paro.

La experiencia laboral en el desempleo anterior influye también positivamente en la duración esperada del desempleo corriente. Probablemente, esta variable está recogiendo dos efectos. Por una parte, una mayor experiencia estará correlacionada con unos mayores ingresos por subsidio de desempleo lo que reduce la probabilidad de aceptar cualquier oferta. Por otra parte, la mayor experiencia anterior no tiene por qué aumentar la probabilidad de recibir una oferta de trabajo. La crisis y reestructuración productiva dio lugar a la pérdida de empleos estables en sectores tradicionales, sobre todo entre trabajadores de baja movilidad (sectorial, regional y ocupacional), debido a una cualificación muy específica y/o razones familiares o sociales.

Duración. Tal como se indicó en la Sección 1, la evidencia aportada por Toharia y Fernández (1988) sobre las probabilidades de transición en el desempleo entre 0 y 1 años y entre 1 y 2 años sugiere que dicha probabilidad disminuye en el tiempo. Sin embargo, este comportamiento   —103→   puede deberse a dos efectos diferentes⁵⁶. Supongamos, en primer lugar, que distintos individuos tienen diferentes probabilidades de encontrar un empleo, pero que esta no depende de cuanto tiempo lleve desempleado cada uno. Dado un grupo de individuos que iniciaron su desempleo en el momento t - j, en el momento t observaremos una muestra en la que predominan aquellos con unas probabilidades más bajas. En consecuencia, las probabilidades de transición (permanencia en el desempleo) de t a t + j aumentan. Este es el denominado efecto heterogeneidad. Sin embargo, la probabilidad de encontrar un empleo para un individuo puede ser a su vez función de la duración del período de empleo. Este efecto dependencia afecta en forma similar a las probabilidades de transición.

A lo largo de esta sección se ha destacado de forma evidente que el efecto heterogeneidad es importante en nuestro caso. Las diferentes características analizadas en esta sección tienen efectos claramente significativos sobre la duración esperada del desempleo. Asimismo, tal y como queda puesto de manifiesto en las estimaciones presentadas en el Cuadro A2 del Apéndice 3, aunque se controle por el efecto heterogeneidad, la duración sigue teniendo un efecto significativo y negativo sobre la probabilidad de abandonar el desempleo. La importancia de dicho efecto se ve reducida a medida que se modeliza con mayor detalle el efecto heterogeneidad, es decir, se introducen más factores explicativos relacionados con características personales o condiciones del mercado de trabajo⁵⁷. Pese a ello, el efecto de la duración es siempre significativamente distinto de cero.

En el Cuadro 11 se presentan los resultados del análisis del efecto de la duración sobre la probabilidad de abandonar el desempleo para dos individuos tipo. El primero de ello (columna (1)) tiene las mismas características que la del individuo tipo definido al inicio de esta sección. El segundo (columna (2)) difiere del anterior en cuanto a que tiene estudios superiores en lugar de estudios secundarios como ocurre en el primer caso.

Dos aspectos destacan de forma inmediata al analizar estos resultados. En primer lugar, tal y como quedó puesto de manifiesto anteriormente al analizar la duración, un mayor nivel de estudios se traduce en una mayor probabilidad de abandonar el desempleo. En segundo lugar, la relación entre las probabilidades de los dos individuos tipos para diferentes   —104→   duraciones es prácticamente constante⁵⁸. Este hecho ilustra un aspecto discutido en el Apéndice 1, en el sentido de que, aunque este tipo de modelo no comporta la proporcionalidad de las probabilidades de abandonar el desempleo para individuos distintos sea cual sea el tiempo (el mismo) que lleven desempleados, en la práctica pueden considerarse proporcionales.

Asimismo, resulta evidente la disminución de la probabilidad de abandonar el desempleo, a medida que la duración aumenta. Tras 24 meses de empleo dicha probabilidad se reduce en algo más del 40% para ambos individuos. Por otra parte, puede observarse que el pasar de tener estudios superiores a secundarios supone una reducción en dicha probabilidad, prácticamente, equivalente a 18 meses de desempleo. Por último, dada la forma funcional escogida, el impacto de un mes extra de duración no es constante, sino que dicho impacto es menor, cuando más largo es el período que el individuo lleva desempleado.

Consecuentemente, podemos concluir esta sección destacando que tanto el efecto heterogeneidad como el efecto dependencia, mencionados anteriormente, son importantes a la hora de explicar la probabilidad de abandonar el desempleo de aquellos individuos en paro. En otras palabras, la duración del desempleo no afecta por igual a todos los grupos sociales, sea cual sea la característica que los defina, y, adicionalmente, la duración por sí misma es una característica no deseada del parado que reduce su probabilidad de recibir y aceptar una oferta de empleo.

  —105→  

Desde 1986 la economía española ha iniciado un proceso de recuperación en las tasas de crecimiento del output y, por ende, del empleo. Este proceso, no obstante, no ha estado exento de tensiones y desequilibrios. El estudio de la estructura del desempleo a finales de 1985 arroja alguna luz sobre las restricciones de oferta de una economía con elevados niveles de paro. Por otra parte, a pesar de que no disponemos de información homogénea, el comportamiento del desempleo a lo largo de los últimos años muestra, junto a una evolución agregada claramente favorable, signos del mantenimiento de algunos de los aspectos negativos (composición, duración, etc.) de los peores años de la crisis.

El análisis de probabilidad confirma la pauta de las tasas de desempleo observadas. Los menores de 35 años tienen una probabilidad de estar en paro entre un cuarenta y un cincuenta por ciento superior a la de trabajadores de más edad. Igualmente, los estudios medios o superiores reducen la probabilidad de desempleo en más de un sesenta por ciento respecto al colectivo sin estudios.

Las tasas de desempleo ajustadas varían también en forma muy notable entre regiones, sectores productivos y ocupaciones. En algunos casos la divergencia entre las tasas observadas y las ajustadas (coeteris paribus) ponen de manifiesto un aspecto adicional de la desigual incidencia del desempleo.

La distinción entre frecuencia y duración de los períodos de desempleo (o entre la probabilidad de «entrar» y de «salir» del paro) es de gran importancia para evaluar las consecuencias sociales del desempleo y para el diseño de medidas de política económica. Una elevada tasa de rotación entre la población, con períodos de desempleo muy cortos es una situación compatible con un paro friccional y poco costoso socialmente. No obstante, la caracterización del mercado de trabajo español parece lejos de este patrón. Un individuo desempleado a finales de 1985 sufriría un período de paro superior, en promedio, a los 18 meses, llegando en algunos sectores y ocupaciones a cerca de treinta.

La duración esperada de los episodios de desempleo es no sólo elevada, sino desigual entre individuos. Una parte importante de las diferencias observadas en las tasas de desempleo se debe a diferencias en las tasas de rotación. No obstante, la variabilidad de la duración esperada es significativa. Es difícil evaluar la contribución relativa de ambos componentes ya que la misma puede resultar sensible al método de estimación⁵⁹. Sin embargo,   —106→   de los resultados de la sección anterior se desprenden dos conclusiones. Por una parte, las variaciones en la duración esperada son mucho más importantes entre sectores y ocupaciones, que de acuerdo con las características personales. Así, la probabilidad de encontrar un empleo no varía sustancialmente según las edades, nivel de estudios o estado civil (a excepción del caso de los más jóvenes y de los titulados superiores, explicable por un bajo nivel del salario de reserva y por una elevada probabilidad de recibir una oferta respectivamente). Ello sugiere que las discrepancias provienen de diferencias en la probabilidad de recibir una oferta de trabajo, más que en la probabilidad de aceptarla. En un plano más desagregado el análisis nos permite establecer una clasificación de sectores y ocupaciones (y regiones en menor medida) en función del nivel relativo de ambos componentes respecto a la media nacional. Con ello obtenemos una tipología útil (al menos cualitativamente) para el diseño de políticas específicas de mercado de trabajo.

La relación entre duración del desempleo y probabilidad de salir del mismo es una cuestión crucial por sus implicaciones micro y macroeconómicas. La evidencia presentada sugiere que, tanto el efecto dependencia como el efecto heterogeneidad, antes mencionados, están presentes en el mercado de trabajo en España. En contraste con otros países, en nuestro país se aprecia una fuerte incidencia negativa de la duración sobre la probabilidad de abandonar el desempleo. Así, pues, no sólo las probabilidades de recibir una oferta de trabajo varían notablemente entre individuos según su posición en el mercado de trabajo (sector y ocupación), sino que la depreciación del capital humano asociado al desempleo reduce más rápidamente la probabilidad de recibir una oferta de trabajo que aumenta la de aceptarla (vía el salario de reserva).

Las implicaciones microeconómicas de estos resultados son evidentes. Los aspectos más desfavorables del desempleo vienen asociados a la duración y esta es muy elevada en promedio, se distribuye desigualmente entre individuos, y crece sustancialmente para los parados de larga duración. Estas características son difícilmente explicables desde el punto de vista de la eficiencia del proceso de búsqueda y suponen un despilfarro de recursos humanos. Estos aspectos negativos pueden haberse acentuado sensiblemente en los últimos años en los que ha empeorado la distribución de duración del desempleo.

  —107→  

Esta estructura del mercado de trabajo ayuda también a explicar algunos aspectos de la evolución de la economía española en los últimos años. A pesar del mantenimiento de una elevada tasa de paro el crecimiento del empleo ha generado rápidamente tensiones inflacionistas, que indican que nuestra economía puede estar acercándose a su restricción de oferta. Algunos autores -Layard y Bean (1988), Blanchard (1988)- han señalado que tras un período prolongado de elevados niveles de desempleo la relación entre inflación y desempleo empeora. Esto puede deberse al progresivo deterioro de la función estabilizadora del mercado de trabajo, debido a diversas causas, entre las que destaca el aumento continuado de la proporción de parados de larga duración. Si los individuos tienen distintas probabilidades de recibir una oferta de trabajo es porque no son considerados por los empleadores como igualmente elegibles. En la medida en que la elegibilidad promedio de los parados disminuye, la competencia por los trabajadores más cualificados (normalmente ya empleados) pone en marcha una competencia salarial en la que la presión a la baja que ejercen los parados es cada vez menor. El efecto dependencia refuerza este proceso en el que se acentúan los aspectos negativos del desempleo. Por una parte, se agudiza su incidencia social y, por otra parte, se debilita su papel macroeconómico.

El desarrollo de estas características negativas del mercado de trabajo en períodos de recesión prolongada puede sugerir, por simetría, que pueden corregirse automáticamente mediante la aplicación de políticas orientadas al crecimiento económico. Sin embargo, es muy probable que estos fenómenos patológicos sean fundamentalmente asimétricos. Por ello, tras una larga crisis, el necesario crecimiento económico es más difícil de mantener en un contexto de inflación estable. Las políticas específicas de mercado de trabajo son, pues, una parte importante de la recuperación económica.

La elevada tasa de rotación de los más jóvenes y de los trabajadores sin estudios y menos cualificados plantea la necesidad de poner el acento en la estabilidad de los puestos de trabajo destinados a estos colectivos. La proliferación de medidas de empleo temporal, que ha servido para flexibilizar las relaciones laborales ampliando la gama de modalidades de contratación, puede haber alcanzado un nivel que no conviene sobrepasar si se quiere estabilizar la posición en el mercado de trabajo de ciertos grupos de trabajadores. Un razonamiento similar puede aplicarse a los problemas específicos de algunas comunidades autónomas, como Andalucía y la Comunidad Valenciana, que presentan frecuencias de entrada en el desempleo muy por encima de la media.

  —108→  

En los casos en que predomina una elevada duración esperada, nos encontramos ante un problema más complejo en el que las políticas de empleo deben estar orientadas a aumentar la elegibilidad de los parados y a favorecer el encuentro entre ofertas y demandas de empleo. La política de empleo en regiones como Asturias o el País Vasco debe ir asociada a la tarea de la reestructuración de las actividades productivas y al reciclaje profesional. Formación y movilidad son también necesarias para los trabajadores mayores de 45 años, y para los parados pertenecientes a sectores y ocupaciones en los que se aprecia un desajuste fundamental entre el salario de reserva y las ofertas potenciales de empleo.

El fenómeno de la larga duración requiere un tratamiento específico. Los mencionados efectos heterogeneidad y dependencia contribuyen a dificultar el acceso de los parados de larga duración a los beneficios de las políticas indiscriminadas. En este sentido, el crecimiento económico es necesario, pero no suficiente. En el proceso de relanzamiento que hemos conocido desde 1986 el colectivo de parados de muy larga duración no ha disminuido. Mayores tasas de crecimiento posiblemente reforzarían la presión sobre ciertos segmentos del mercado de trabajo antes que transmitirse a los parados de larga duración. La posición de estos es también desfavorable en el acceso a las ventajas de las medidas directas de promoción del empleo.

Las políticas dirigidas a la reducción del desempleo de larga duración y a paliar sus efectos deben incidir en el aumento de la elegibilidad de estos trabajadores, incrementando su probabilidad de recibir una oferta de trabajo, tanto en términos absolutos como en relación al resto de los trabajadores. Estas medidas deben orientarse a reducir la discriminación de estos trabajadores en la contratación y a favorecer su contratación directa⁶⁰.

En Andrés (1988) se revisan críticamente los distintos esquemas disponibles en España desde la perspectiva del paro de larga duración y se apuntan algunas medidas concretas. La mejora de la competitividad de los parados de larga duración debe basarse en la reforma sustancial del sistema de formación profesional y la dotación de subsidios más generosos para la contratación de estos parados. La provisión de contratos temporales especialmente dirigidos a este colectivo es una medida que muchos autores consideran imprescindible para la reincorporación de este colectivo al mercado de trabajo. Otros autores -Layard y Metcalf (1985)- van más allá, proponiendo, en base a un análisis coste-beneficio,   —109→   la conveniencia de ofrecer contratos de carácter permanente con participación de la iniciativa privada y ligados a la culminación de períodos de formación y reciclaje.

Por último, debe destacarse que el presente estudio no contempla aspectos que deben ser analizados de forma minuciosa. En particular, la consideración del seguro de desempleo, o del ratio de esta variable con respecto a los ingresos esperados caso de estar ocupado, como factor explicativo de la probabilidad de abandonar el desempleo, es objeto de la investigación actual de los autores, dada la relevancia de dicha variable, en términos de política económica.

En las expresiones (1) y (1') de la Sección 3 se analiza la descomposición de la tasa de paro en sus dos elementos: la frecuencia de entrada en el desempleo y la duración del mismo. Asimismo, se apuntan en dicha sección los determinantes de dichas componentes. En el presente trabajo no estamos interesados en un análisis estructural del efecto de dichos determinantes, sino en su efecto global sobre la tasa de paro, entendida como la probabilidad de estar desempleado, y sus componentes. Para ello basta con analizar el efecto sobre dos de ellos, pues los tres están relacionados a partir de (1) o (1'). En nuestro caso analizamos el efecto sobre la probabilidad de estar en paro y el efecto sobre la duración.

Dadas las características de la ECVT podemos disponer de información sobre una muestra de la población activa española, conociendo tanto sus características personales como su situación laboral, en particular, si están ocupados o parados. Por tanto, es posible estimar la probabilidad de estar desempleado en función de las características mencionadas, recogidas en el vector X, haciendo uso de un modelo Probit como el siguiente⁶¹

(A1)

en donde Yi es una variable binaria que vale 1 si el individuo i está desempleado y 0 en caso contrario, Xi es el vector de características (determinantes)   —110→   del individuo i, N1 es el número de parados en la muestra que contiene N individuos (N = N1 + N0) y ui es una variable aleatoria que suponemos está distribuida como una normal de media cero y varianza unitaria.

Por otra parte, la conexión entre la formulación econométrica para analizar el problema de la duración con la discusión teórica desarrollada en la parte final de la Sección 3 no es inmediata⁶². En aquel caso el planteamiento era en términos de la probabilidad de abandonar el desempleo, siendo especialmente relevante el interés en analizar si el tiempo (duración) en el desempleo que lleva un individuo, tiene incidencia sobre la probabilidad de abandonar el desempleo en un momento determinado. Esta probabilidad de abandonar el desempleo condicionada a haber estado t períodos desempleado (P en la notación de la Sección 3) puede expresarse para el individuo i en términos de la función de distribución de la duración (Ti) de la siguiente forma

(A2)

en donde el numerador representa la probabilidad (incondicional) de abandonar el desempleo en t, y el denominador representa la probabilidad de que la duración sea mayor que t, es decir, que el individuo haya estado t períodos desempleado.

La expresión (A2) puede escribirse en términos de la función de densidad (hi) y de la función de distribución (Hi) de la variable duración del siguiente modo

(A3)

en donde li(t) es lo que en la literatura de los modelos de duración se conoce como la función de azar (hazard function)⁶³. En términos discretos, esta función puede interpretarse como la proporción de los períodos de desempleo con duración mayor o igual que t, completados en t.

Dado que la discusión económica se efectúa en términos de Pi (o de li) y que, en particular, es uno de los objetivos del estudio analizar si   —111→   la duración tiene un efecto sobre Pi, parece conveniente especificar una forma funcional para Pi que contemple la posible dependencia de esta respecto de la duración y, a partir de dicha forma, obtener formas funcionales para hi y Hi. Ello es posible dado que

(A4)

con lo que integrando (A4) tenemos que

(A5)

y, a partir de (A5),

(A6)

con lo cual es evidente que, dada una forma funcional para li, las formas funcionales de hi y Hi están determinadas de forma única. Asimismo, el valor esperado de la duración puede obtenerse a partir de la siguiente expresión

(A7)

En el presente trabajo la evaluación de la duración esperada de un período completo de desempleo se ha utilizado la aproximación discreta

(A8)

La forma funcional escogida para Pi, dado que trabajamos en términos discretos, es la propuesta por Nickell (1979). En concreto,

(A9)

Es evidente de que se trata de una especificación en donde la duración afecta a Pi, pero en la que es fácil contrastar la hipótesis nula de que dicha probabilidad de abandonar el desempleo no dependa de la duración, es decir, a = 0. Bajo dicha hipótesis Pi pasa a ser

  —112→  

(A10)

siendo Hi en este caso particular

(A11)

es decir, que la duración tiene una función de distribución exponencial, cuando la probabilidad condicionada de abandonar el desempleo no depende de la duración.

Debe destacarse que la función de azar (hazard function) correspondiente a (A10) pertenece al grupo de proporcionales. Ello es así, ya que el ratio de las probabilidades condicionadas de abandonar el desempleo de dos individuos con la misma duración es constante sea cual sea la duración de sus períodos de desempleo. Este no es el caso en este trabajo para (A9), dado que para dos individuos i y j, dicho ratio

(A12)

depende de la duración t, aunque, tal y como indic an Lancaster y Nickell (1980), dado que el valor de Pi es pequeño, se puede aproximar del siguiente modo

(A13)

con lo que el ratio de las funciones de azar (hazard functions) de dos individuos distintos no dependería de t.

Asimismo, dado que a partir de (A9)

(A14)

es fácil observar que, si a > 0 , la duración tiene un efecto negativo sobre la probabilidad de abandonar el desempleo, situación habitual en la evidencia empírica disponible, mientras que si a < 0, entonces el efecto es positivo, caso infrecuente en este tipo de literatura.

Para evaluar las expresiones (A9) y (A10) es necesario determinar en qué forma gi depende de las características del individuo. En el presente trabajo se ha escogido una forma lineal, gi = Zi'd. La estimación del parámetro   —113→   a y del vector de parámetros d se ha realizado por máxima verosimilitud, siendo necesario para ello construir la función de verosimilitud en forma adecuada dadas las características de la muestra de que se dispone.

Tal y como se discute en la Sección 4 y en el Apéndice 2, la submuestra de desempleados utilizada en el presente trabajo corresponde a individuos para los que la duración observada corresponde a un período incompleto de desempleo. En este sentido, la aportación de un individuo i a la función de verosimilitud corresponde a la probabilidad de estar desempleado en el momento t* (momento de la encuesta) y haber entrado en el desempleo en el momento t0i, teniendo en cuenta que todas las observaciones de que se dispone son de individuos desempleados en t*.

Por una parte, para un determinado individuo i la probabilidad de estar desempleado en el momento t* condicionada a haber entrado en el desempleo en el momento t0i (t* - t0i = ti) puede ser escrita, utilizando una aproximación discreta, del siguiente modo

(A15)

en donde por definición pi (0) = 1. Asimismo, la probabilidad de que un individuo esté desempleado en el momento t* es la suma de las probabilidades de estar desempleado desde hace distintos períodos de tiempo, pudiéndose escribir dicha probabilidad como

(A16)

en donde ui (u) es la probabilidad de entrar en el desempleo en el momento u para el individuo i. Consecuentemente, la función de verosimilitud tendrá la siguiente forma

(A17)

En nuestro caso ui (u) se supone igual para todos los individuos. Asimismo, como la duración está medida en meses u (u) se aproxima, a partir de los datos de la EPA, mediante la proporción de parados de menos   —114→   de un mes sobre el total de activos en el trimestre al que pertenece el mes en cuestión.

La función de verosimilitud expresada en (A17) ha sido maximizada con respecto a a y d haciendo uso de la subrutina E04LBF de la NAG Library.

Tal y como se indicó en la Sección 4 la información utilizada corresponde a la submuestra de población activa masculina de la ECVT, de la que se han excluido los parados sin experiencia laboral. Las variables utilizadas en los diferentes análisis efectuados son las siguientes:

Desempleo. Variable ficticia que toma el valor 1 si la persona está en paro, cero en su caso contrario.

Duración incompleta del desempleo. (Medida en meses).

Edad. En los ejercicios en los que se analiza la duración del desempleo se utiliza una forma cuadrática (edad y edad al cuadrado), mientras que para el análisis de la probabilidad de estar desempleado, el efecto de la edad se modeliza mediante cinco variables ficticias para los siguientes grupos de edad: 25 años o más, 26 a 35 años, 36 a 45 años, 46 a 55 años y 56 años o más.

Estado civil. Variable ficticia que toma el valor 1 si el individuo está casado, cero en caso contrario.

Nivel de estudios. Se han definido cinco variables ficticias para los siguientes grupos: analfabetos y sin estudios primarios completos, estudios primarios, estudios secundarios (bachillerato elemental y superior y formación profesional), estudios de grado medio y estudios universitarios o técnicos de grado superior.

Número de personas que trabajan en la familia.

Número de hijos.

Comunidad Autónoma. Diecisiete variables ficticias correspondientes a cada una de las comunidades autónomas existentes en la actualidad.

Categoría socio-económica. Se han definido diecisiete variables ficticias correspondientes a los siguientes grupos:

1. Empresarios, directores gerentes y personal titulado agrarios.
2. Resto de trabajadores agrarios.
3. Empresarios no agrarios con asalariados.
4. Empresarios no agrarios sin asalariados.
5. Profesionales liberales que ejerzan por cuenta propia con la excepción   —115→   de abogados, ingenieros, arquitectos, aparejadores, delineantes y médicos.
6. Abogados, ingenieros, aparejadores, delineantes y médicos que ejerzan por cuenta propia.
7. Directores gerentes no agrarios.
8. Alto personal administrativo comercial y técnico.
9. Personal intermedio administrativo, comercial y técnico.
10. Resto de personal administrativo, comercial y técnico.
11. Contramaestres, capataces y asimilados.
12. Obreros especializados no agrarios.
13. Obreros no especializados no agrarios.
14. Jefes de grupo de servicios.
15. Resto de trabajadores de servicios.
16. Profesionales de las Fuerzas Armadas.
17. Activos no clasificados.

En el análisis de la duración del desempleo por categorías socioeconómicas no se han tenido en cuenta las correspondientes a los grupos 1, 3, 4, 7 y 8, dado que el número de desempleados en dichas categorías era tan reducido, que eran de difícil interpretación los coeficientes estimados.

Rama de actividad. Veinticinco variables ficticias correspondientes a las siguientes ramas:

1. Agricultura, ganadería y pesca.
2. Energía, agua y gas.Extracción de minerales no energéticos e industrias químicas.
3. Transformación de metales y mecánica de precisión.
4. Industria alimentaria, bebidas y tabaco.
5. Textil.
6. Confección.
7. Industria del cuero.
8. Industria del calzado.
9. Muebles, madera y corcho.
10. Industrias del papel, artes gráficas y edición.
11. Otras industrias manufactureras.
12. Construcción.
13. Comercio.
14. Hostelería.
15. Reparaciones de automóviles y otros bienes de consumo.
16. Transporte.
17. Comunicaciones.
—116→

18. Seguros y finanzas.
19. Servicios prestados a las empresas.
20. Administración Pública y Fuerzas Armadas.
21. Educación e Investigación.
22. Servicios personales.
23. Servicios domésticos.
24. Otros servicios.

Motivo por el que dejó el último empleo. Cinco variables ficticias correspondientes a los siguientes motivos: voluntariamente, servicio militar, despido individual, quiebra o regulación de empleo y finalización del contrato.

Experiencia en el último empleo. Tres variables ficticias correspondientes a los siguientes grupos: menos de tres meses de experiencia, de 3 a 12 meses y más de 12 meses.

Finalmente, debe destacarse que la submuestra de desempleados no coincide en el análisis de la probabilidad de estar desempleado y en el de la duración (probabilidad de abandonar el desempleo), debido a que en el primero han sido incluidos aquellos que no reportan información sobre la duración del período de desempleo. Esto último está justificado con la finalidad de preservar la representatividad de la muestra. Esta reducción en el tamaño muestral al analizar la duración no debe comportar sesgos en las inferencias en la medida en que la no contestación esté incorrelacionada con la duración, hipótesis que a priori parece aceptable.

Tal y como se indicó en el Apéndice 1, se han estimado dos tipos de modelos. El primero de ellos corresponde a la probabilidad de estar desempleado (modelo Probit). Los resultados de dicha estimación se presentan en Cuadro A1 de este apéndice.

En segundo lugar se han estimado modelos correspondientes a la probabilidad condicionada de abandonar el desempleo, en base a la especificación indicada en la expresión (A9) del Apéndice 1. Se han estimado cinco modelos, cuyas estimaciones se presentan en el Cuadro A2 que difieren en el conjunto de variables explicativas utilizadas, aunque el modelo básico, correspondiente a la columna (1), es común.

  —117→  

  —118→  

  —119→  

  —120→  

  —121→  

  —122→  

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In this paper we analyze which are the relevant features of the picture of male unemployment in Spain. We decompose the probability of being unemployment into the probability of entering unemployment and the duration of unemployment spells. The data base comes from the Encuesta de Condiciones de Vida y Trabajo (1985), mainly a labour force survey. The econometric techniques used in the analysis take into account the particular feature of the variables we wish to explain: the probability of being unemployed and the duration of unemployment. The main conclusion is that duration has a negative and significant effect on the probability of leaving unemployment.