ALGUNOS ASPECTOS DEL COMPORTAMIENTO

DE LA EMPRESA PRIVADA EN 1983-04

Carlos Sebastián

Documento 05-05

1. LA EVOLUCIÓN DEL EXCEDENTE EMPRESARIAL EN 1983

En 1983 se produce una sensible mejoría del excedente

expresarial del conjunto de empresas privadas encuestadas.

por la Central de Balances del Banco de España,

En términos agregados, el resultada económico bruto de

la explotación de las empresas privadas no eléctricas, pasa

a representar un 9,09% del valor de la producción en 1982 a

suponer un 9,57%. Esto permitió al conjunto de las citades.

empredas situarse en una situación ligamente más desabags

da, como lo demoestra que le soma de los amortizaciones y

oítras provisiones más sus yastos financieras (nelos), que en

1922 suponían el 95,5% del resultado económico bruto, pasaron

a representar en 1983 el 82,4% de dicha magnitud.

Traismos aquí de identificar cuales han sido los factors

res responsables de esta mejoría en el excondente. El procedí-

miento va a ser el de desconponer la variación del caciente

entre el resultado económico bruto y el valor de la produc-

ción, buscando identificar cuales han sido los factores que

más han contribuido a la variación del mencionado cociente,

Partimos de la definición del Excedente Bruto de Explo-

tecións

EE = V + SD - M - T - GP

{ }

donde:

V: Ventas + incremento de existencias de productos terminados + trabajos para el propio inmovilizado,

S6: Subvenciones de explotación.

N : Compras - variación de existencias de inputs + transportes y otros suministros.

T : Tributos,

GP: Gastos de personal,

Dividiendo la identidad (1) por el valor de la producción

donde VPR ≡ V × SQ

La identidad (2) se cumplirá para 1980 y para 1983. Restando la segunda de la primera y llanando VREO a la diferencia entre el primer miembro de ambos identidades, que es la variable que queremos explicar (enemost

\[\begin{array}{r l} \text {VRES} & = - m \frac {\mathrm{Ma} _ {2}}{\mathrm{VPR} _ {8 3}} - t \frac {\mathrm{T} _ {8 2}}{\mathrm{VPR} _ {8 3}} - q \frac {\mathrm{GP} _ {8 2}}{\mathrm{VPR} _ {8 3}} + \\ & + \frac {\mathrm{Ma} _ {2} + \mathrm{T} _ {8 2} + \mathrm{GP} _ {8 2}}{\mathrm{VPR} _ {8 3}} \left[ \begin{array}{c c c} & \mathrm{V} _ {8 2} & \mathrm{SB} _ {8 2} \\ v & \mathrm{PR} _ {8 2} & \mathrm{PR} _ {8 2} \end{array} \right] \end{array} \tag {3}\]

\[\mathrm{VRE} = \frac {\mathrm{EE} _ {6 2}}{\mathrm{VPR} _ {6 3}} - \frac {\mathrm{EE} _ {6 2}}{\mathrm{VPR} _ {6 2}}\]

m = Tasa de crecimiento 33:32 de la variable M (compras).

t = Tasa de crecimiento 83-82 de la variable T (tributos).

\[\begin{array}{l} \text {g = Tasa de crecimiento 83-82 de la variable 6} \\ \text {(gastos de personal).} \end{array}\]

\[\begin{array}{l} \text { v a Tasa de crecimiento 33 - 32 de la variable V } \\ \text {(ventas).} \end{array}\]

s = Tasa de crecimiento 83-82 de la variable SD (subvenciones).

La relación (3) descompone el crecimiento de la ratio económico bruto/valor de la producción en cinco componentes: variación de las compras, variación de los tributos, variación de los gastos de personal, variación de los ventas y variación de las subvenciones. El segundo y quinto componentos pueden ser sumados y recibir el nombre de "subvenciones netas".

Si al segundo miembro de la identidad (3) le sumamos y le estamos la tasa de variación de los precios del sector (P), tenemos;

\[\begin{array}{r l} \forall \mathrm{RE3} & = - \frac {M _ {\delta 2}}{\forall \mathrm{PR} _ {\delta 3}} \lambda \left[ m - p \right] - \frac {\mathrm{GP} _ {\delta 2}}{\forall \mathrm{PR} _ {\delta 3}} \lambda \left[ g - p \right] \\ & = \left[ v - p \right] \lambda \frac {M _ {\delta 2} + T _ {\delta 2} + \mathrm{GP} _ {\delta 2}}{\forall \mathrm{PR} _ {\delta 3}} \lambda \frac {v _ {\delta 2}}{\forall \mathrm{PR} _ {\delta 2}} \\ & = \left[ s - p \right] \lambda \frac {S B _ {\delta 2}}{\forall \mathrm{PR} _ {\delta 3}} \lambda \frac {M _ {\delta 2} + T _ {\delta 2} + \mathrm{GP} _ {\delta 2}}{\forall \mathrm{PR} _ {\delta 3}} - \left[ t - p \right] \lambda \frac {T _ {\delta 2}}{\forall \mathrm{PR} _ {\delta 3}}. \end{array}\]

El segundo término del segundo miembro de (4), la contribución de la tasa de crecimiento en términos reales de los gastos de personal a la variación porcentual del excedente, puede a su vez desomponerset.

u v Tasa de crecimiento 83-82 de la retribución bruta por trabajador.

n = Tasa de crecimiento 83-82 del empleo.

El primer suando de (5) puede interpretarse como la contribución de la variación del salario real (en términos del producto) a VREB y el segundo suando como la contribución de la variación del empleo a VREB. Al sustituir (5) en la expresión (4) estos factores entran con signó menos, a no ser, naturalmente, que el salario real o el empleo hayan disminuido, en cuyo caso aparecerán con signó más,

En el cuadro I aparece el resultado de vola última descomposición, para distintos agregados de las empresas privadas de la Central de Balances del Banco de España. Las primeras tres filas se refieren a los agregados de la industria (excepto energía), construcción y servicios. En la parte inferior del cuadro se desagrega el sector industrial no energético en siete subsecutores.

Podemos decir que, en general, son el incremento de la producción en términos reales y la disminución del empleo, los factores que han contribuida al incrementa en el accedente, medido como proporción del valor de la producción. Así ha sido en el agregado de la industria, en la minería, en las materiales de construcción, en la industria química, y en las industrias manufactureres no alimentarías,

En el sector de la construcción, una evolución muy desfavorable de las ventas en términos locales es parcialmente.

compensada por la caída en el salario real y en el empleo,

En la siderometalurgia, el excedente aumenta su participación

en el valor de la producción pese a una reducción en términas

reales de las ventas, gracias a la contribución de las

subversiones netos y a la disminución del salario real. La

industria de transformados metálicos tiene un VREB negativo,

devido a una evolución desfavorable entre ventas y compras,

jese a que la reducción del empleo en este sector contribuye

de forma importante a mejorar su excedente.

Por último el sector servicios y la industria de le

alimentacion, aumentan su VREO gracias básicamente a la

expansion de su ventas en términos reales

Fuente resultan de interes alterar la desinapazión del

cuere i el dos sentidos. Por un Iso, noar el subrance

mente el primer y tercer componente obteniendo así la contri

bución a la variación porcentual del excedente, de la dif

rencia entre las de crecimiento en términos redes de las

ventas y lases de crecimiento de las compras defleccadas por

los precios de los productos del sector. El factor resultante

puede interpretarse como la contribución a la mejora (a

espeuramiento) del excedente, de las variaciones en la

productividad de los inputs materiales y/o de las variaciones

de los precios relativos (precios de los productos respecto

a precios de los inputs.

Por otro lado, puede hacerse una discuposición mayor

de la variación de los gestas de personal de la relación (5)

\[- \frac {G P _ {\delta 2}}{V P R _ {\delta 3}} \left[ g - p \right] = - \frac {G P _ {\delta 2}}{V P R _ {\delta 3}} \left[ w + w n - p \right] = \frac {G P _ {\delta 2}}{V P R _ {\delta 3}} \frac {1}{1 + r} k + (5)\]

r = Tasa de variación 1982-83 de la relación entre inmovilizado material neto (a pesetas de 1983) y número de trabajadores.

k = Tasa de variación 1982-83 del inmovilizado material neto (a pesetas de 1985).

El primer sumando es, como en la relación anterior, la contribución de la variación del salario real a la variación porcentual del excedente. El segundo puede interpretarse como la contribución a VREB de la variación del empleo, manteniendo constante tanto el salario real como la relación capital/irabajo. Por último, el tercer sumando es la contribución a la variación porcentual del excedente de la variación en la relación capital/irabajo.

En el cuadro 2 se presenta la descomposición resultante de sustituir (6) en la relación (4), con la misma desagregación sectorial del cuadro anterior,

En el puede apreciarse la enorme contribución (positivo) del incremento en la relación capital/trabajo a la variación porcentual del excedente. En todos los sectores y subsectores, excepto en el de la minería no energética, la contribución es positiva y tiene un peso sustancial, los sectores han sustituido trabajo por capital y este hecho ha favorecido la generación de excedente empresarial.

DESCOPOSICION DE LA VARIACIÓN FORCENTUAL DEL RESULTADO ECONOMICO BRITO EN 1993 (2)

Par lo general, el primer factor de la descomposición, la diferencia de la variación de las ventos y de los compras (tambos en términos reales), tiene también una gran importancia en la mejora del excedente empresarial. Solamente en el sector construcción y en los dos subsectores metálicos, este factor tiene un signo negativa. En el sector servicios y en el resto de los subsectores industriales no sólo tiene signo positivo, sino que además tiene un peso considerable.

La contribución de este factor a la variación porcentual del excedente puede deberse y un cambio favorable en los precios relativas, o a una mejora en la relación entre la cantidad de inputs utilizadas y la cantidad de productos. Este óltima puede, a se vor, ser consecuencia de una mejoros técnicas y de la adaptancia de economía de escala.

La contribución negativa de este factor a la variación del excedente de los industrios metológicos básicas, puede ser debido a un cambio desfavorable en los precios relativos para consecuencia de la devolución de la peseta en 1993 respecto o su nivel medio en 1992. En el caso de las índias de transferados metálicos, de nuevo un cambio desfavorable en los precios relativos ha podido causar la contribución negativa del crecimiento relativo de ventas y caperas, debido a que las producios aceclogios básicos se encorderan en 1990 en un 16,6%, mientras que los transformados al día en la licieran en un 12,6%.

Sin embargo hay otros sectores, como el químico, en los pas recen el con rotamente de los jópolo (aportados, el sector, no esca un inlayo contributo de forma imporción

te a la mejora del excedente empresarial.

La variación del salario real tiene efectos distintos según los sectores. Para el conjunto de los sectores industriales y para el sector servicios apenas contribuye a la variación porcentual del excedente. En la construcción y en los subsectores siderometalúrgico, materiales de construcción y transformados metálicos, tiene una contribución positiva. Es decir, la disminución del salario real contribuye a la mejora del excedente, o a que no empeore más. Es de resaltar, que en los dos subsectores en los que en 1983 el resultado económico bruto empezoró su participación en el valor de la producción (construcción y transformados metálicos)el salario real, sin embargo, lovo un efecto de mejora sobre el excedente. Par otra parte, sin embargo, hay subsectores en los que la variación del salario real contribuyó o empezar el excedente empresarial en 1983; la mineria no energética, la industria química y las industrias manufactureras (alimentos- rías y no alimentarias).

Por último, las subvenciones netas contribuyen muy ligeramente a la variación porcentual del excedente, excepto en el subsector siderometalúrgico, en el que la contribución (positiva) fue notable. En este sector, la importante mejora del excedente viene determinado casi exclusivamente por el aumento en las subvenciones netas y por la disminución del salario real,

2. la inversión en inmovilizado materiai en 1994

En este apartado se pretende detectar las determinantes

de la inversion en inmovilizado material de las empresas

privadas industriales utilizando la muestra de la Central de

Balances del Banco de España, La variable a explicar se

expresa como proporción del stock de inmovilizado material

neto. Para 1983 y 1982, esta variable parrecia afectada por:

la tasa de beneficios del periodo anterior, la tasa de

crecimiento de las ventas en términos reales y la tasa de

crecimiento de las tres fuentes externas de financiación;

aportaciones patrimoniales (incluidas subvenciones de capi-

(tal) crédito a medio y largo plazo y crédito a corto plazo

(6. Sebastian y E. Ley (1985)).

Se presentan aquí los resultados para 1984, comparanda-

los con los de 1983 y 1982. El análisis se hace para dos,

nombres diferentes de las empresas privadas de los sectores

industriales (no energéticos) de la encuesta de 1984, Le

primera constituida por todas las empresas privadas de esos

sectores: La segundo está formada por los empresas de euros

sectores que habiendo contestado a la encuesta de 1984.

lambién lo habían hecho a las de 1933 y 1932,

La primera muestra tiene inicialmente 2.139 empresas.

Pero en el proceso de estimación de la ecuación de inversión

en inactivizado material, se han eliminado observaciones

alípicas, según el procedimiento comentado en Ú. Sebastián y

E. Ley (1985). Las empresas eliminadas han resultado sei

103, menos de un 5% del total de la muestra inicial.

La segunda muestra tiene inicialmente 927 empresas. Se

han eliminada 26 observaciones atípicas, menos de un 3% de

la muestra inicial.

Los resultados del cuadro adjunto pueden de manifiesto

que la tasa de acumulación del inmovilizado material en

1984, parese relacionada fundamentalmente con la tasa de

beneficio de los periodos precedentes, la tasa de crecimiento

en terminos reales de las ventas en el mismo periodo y en

periodos precedentes y de las aportaciones de capital recibi-

das por las empresas, Las variables créditos o su san signa

ficatives o lo son con un coeficiente insignificante.

La ecuacion I, I se refiere a la primera muestra. Al

sólo contener empresas que han contestado a la empresa de

1984, no es posible introducir retrasos en la variable (tra

de crecimiento de las ventos. Aparecen como significativas

las siguientes variables: la lasa de beneficios del periodo

anterior, la fase de crecimiento de los ventas en términas

reales y las aportaciones de capital. El valor de los crests

cientes de estas variables no sus sus diferentes de los

obtenidos para 1983 y 1982. El coeficiente de la las de

crecimiento de las ventas del período parece en 1984 femor

v ! (Theorem 1.2.1) Let , so . Then is a prime ideal of .

Hay que hacer notar que antes de procedor a la eliminación de observaciones atípicas, los resultados de la regresiones no son sustancialmente diferentes de los presentados aquí. Las variables estadísticamente significativas son prácticamente les mismos. Los valores de algunos de los coeficientes estimados son distintos.

0 1 2 3 4 5 6 7 8

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que el de obtenidos en las estimaciones con datos de años

anteriores.

Pero la novedad fundamental que presenta la educación

1.1 respecto a las estimaciones para 1983 y 1982 (ecuaciones

1.1, 1.4 y 1.5), es que en 1964 las variables créditos

parecen desaparecer de la evolución de la inversión en innovi-

lizado material, Los créditos a corto plazo no son significa

tivos. Y los créditos a medio y largo plazo, aunque si que

lo son, aparecen con un coeficiente insignificante, más de

50 veces menor que el coeficiente de esta variable en las

regresiones de 1982 y 1983.

Una interpretación de este resultado es que en 1984 la

situacion financiera de los empresas ha cambiado lo suficien-

le para que lo disponibilidad de crédito no afecte a las

decisions de inversión. Este cambio se refiere fundamental?

mente a la mayoría en losFIejos financieros internos a la

enpress y probablemente a la consiguiente disminución del

racionamiento creditivo al disminuir la demanda de creditos,

La ecuación 1.2 se refiere a la muestra de las empresas

industriales privadas que han respondido a las tres enones

tas (1902, 83 y 84), Aparecen como significativos la laca de

beneficios del periodo anterior y la de los dos períodos

anteriores, La suma de los dos coeficientes es 0.174, que es

del mismo orden de magnitud que el coeficiente de la tasa de

beneficios en la anterior regresión y en la regresión reali-

zada con datos de 1982 y de 1983. En, así mismo, del mismo

orden de magnitud que los coeficientes obtenidos por Nairesse

y Dormont (1985) para las industrias francesa, alemana y

es t adouni dense.

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También aparecen significativas en la ecuación 1.2, las lasas de crecimiento en términos reales de las ventas, del período, del período anterior y de dos períodos anteriures, la suma de los tres coeficientes es 145, que tampoco difiere sustancialmente de los resultados para años anteriores, pero es significativamente menor que el acelerador obtenido por Hairesse y Dormont para los citados países.

En la ecuación 1.2, de nueva las variables créditos no aparecen significativas o lo son con un coeficiente prácticamente despreciable.

3. La demanda de empleado en 1983 y 1984

Se pretende aquí establecer la relación que pudiera haber entre la variación del empleo de las empresas industriales, con la variación en sus ventas en términos reales y con su tasa de beneficia.

Se utilizan lasas de variación logaritímica, tanto de las ventas con términos reales como del empleo.

Para 1934 se parte de la muestra de las empresas industriales privadas que han contestado a la encuesta de la Central de Balances del Banco de España. La muestra inicial está constituida por 928 empresas. Se detectan 20 observacion nes atípices que son eliminadas, realizando el análisis, final con 908 empresas.

Para 1983 se parte de la muestra de las empresas industriales privadas que contestan a la encuesta de 1983 y a la de 1982. Se parte de 1.096 empresas y se eliminan 22 observaciones atípicas.

La relación estimada es la siguiente:

VAR. DEP. VARIABLES INDEPENDENTES

Lo cual supone poco más de un 2% de muestra. De las 20 empresas eliminadas, 10 tienen en 1984 una variación (logarithmica) del empleo positiva algunas, negativa otras de más de un 75%; 11 (algunos, 7, las mismas) una variación en términos reales de las ventas en 1984 de más del 75%; 4 tienen una variación en términos reales de las ventas en el año anterior de más de 100% y una tenía una tasa de beneficio en el año anterior del 429%. No estamos en condiciones de decir si estas supuestas anomalías obedecen a errores en la información o a peculiaridades muy específicas de ses empresas en esos años. Al haber siete empresas con tasas logatitáticas de variación del empleo enormes en 1984 (2, positivos, de más del 100% y 4, negativas, de más del 90%) que también tienen tasas logatitáticas de variación de las ventas en ese mismo año, muy grande y del mismo signo, el coeficiente estimado para la variable ventas corrientes en la regresión realizada antes de eliminar estas observaciones es de 0,41, el doble que en la regresión realizada después de la eliminación de las observaciones alípicas.

Entre parentesis, una estimación consistente (Unite) de los estadísticos 1.

Los resultados parecen indicar:

a) El multiplicador de las ventas (en términos reales) sobre el empleo, de acuerdo con esta estimación, es enormemente bajo. No llega a 0,3, sumando el efecto de la variación de las ventas corrientes y el de las variaciones en años anteriores.

b) La constante de la regresión, qué puede ser interpretada como la variación del empleo cuando no varia las ventas en términas realás es 0,025. Lo que parece poner de menifícioslo una tasa de destrucción de puestos de trabajo en ausencia de crecimiento de las ventas en términas reales del 2,5% anual. Idéntico resultado se obtiene en 1923 en el que la constante no es estadísticamente diferente de la obtenida en 1984.

c) La lasa de beneficio en el periodo anterior resulta significativa, pero con un coeficiente bastante pequeño.

El resultado más sorprendente es el contenido en el punto s). Para otros países industrializados las aceleradores que se obtienen son mayores. De acuerdo con Maíses de Cormont (1935) en los países europeas (Francia y Alemania) pueden situarse entre .45 y .65 y en Estados Unidos entre .9 y .75.

Hay, sin embargo, dos cuestiones que conviene comentar antes de aceptar, ni siquiera con caracter provisional, el resultada que estamos comentado.

En primer lugar, la variable venidas, elevante para la demanda de empleo debe ser, dados los costes de ajuste de las plantillas, las ventas esperadas o el nivel permanente de las ventas. Sin embargo la variable que se utiliza por ser la única observable son las ventas efectivas. May pues, errores de medida que, bajo determinadas condiciones, sesgan hacia abajo el coeficiente estimado (ver, por ejemplo Grili- ries y Hausman (1994)). Esto podió ser el origen del bajo valor del coeficiente de la variable ventas de nuestras regresiones.

Para avarcer en rolo 1903, se la instrumentado lo ciclable o inmido de los verlas en 1904, utilizado como instrumentas los niveles de las variable es incluidos en la regresión inicial (ve, de novo, Grilichos, Hausias (1904))

El resultado es el siguiente:

TNE84 = .021 + .305 TVTASINCT + .085 TDF, R² = .04 (-5.56) (2.64) (3.07) SEE = .094

*Los instrumentos utilizados han sido: logaritano de las ventas en 1982 y en 1981, tasa de beneficio en 1982 y tasa de beneficio en 1981. Para legítimar esta elección de instrumentos es necesario suponer que las ventas en el pasado no tienen correlación con el error presente, Por no disponer de más años no podemos profundizar más sobre la aceptabilidad de este supuesto.

Luego el coeficiente de la variable ventas apenas ha aumentado al estimarlo por este procedimiento.

El segundo punto que querlamos mencionar, os la distor-sión que puede estar introduciendo en estas estimaciones la utilización de un índice de precios a nivel de sectur, en algunos casos bastante agregados, para deflautar los ventas realizadas por cada empresa. Esto seguramente esta introduciendo sesgos, aunque no hay forma de anticipar la dirección del sesgo. El problema se plantes igualmente en los estudios comenilados, sin que sus autores parezcan otorgarles gravedad alguna.

Griffiches, Z y J.A. Hausman (1984): "Errors in variables

in panel data", N.B.E.R. Technical Working Paper no. 37.

Hajresse, J. y B. Dormont (1985): "Labour and investment

demand of the firm level; A comparison of French, German and

U.S. Manufacturing 1970-79, N.B.E.R. Working Paper no. 1554.

Sevation, C. y Ley, E. (1985): "una aproximacion

econometrico al comportamiento de la demanda industria

españía en 1985: Demanda de esplice, inversión en la suvilitar

do material, demanda de créditos y asolamiento de activos

monelarius , F.E.D.E.A. Documento 97-02