LOS PROGRAMAS DE FOMENTO

Y

LA EVOLUCION DEL EMPLEO

B. Mateos

C. Sebastián

Documento 88-04

INDICE

1. Introducción ...... 2. Contratos temporales ...... 3. Programas destinados a la contratación de jóvenes ...... 3.1 Asalariados de 16 a 19 años en sectores privados ...... 3.2 Asalariados de 20 a 29 años en sectores privados ...... 4. Conclusiones ...... .....

1. INTRODUCCION

En España, el paro ha sido una preocupación

fundamental en el diseño de la política económica

de los últimos años, no sólo por el fuerte incre-

mento experimentado en el mismo sino por la desi-

gual incidencia de este fenómeno sobre determina-

dos grupos sociales. Por ello, a partir de 1978 se

comenzó a poner énfaís en un conjunto de medidas

encaminadas a fomentar el empleo de dichos grupos.

Este proceso que comienza a desarrollarse con la

firma de los Pactos de la Moncloa en 1977 y el

Acuerdo Nacional de Empleo en 1981 se intensifica

con la aprobación de la Ley 31/1984 de 2 de agosto

sobre modificación del Estatuto de los Trabajado-

res y con la promulgación del RD 1989/84 tras la

firma del Acuerdo Económico y Social en octubre

del 84.

Aunque se puede hablar de un aumento notable

de las colocaciones acogidas a los distintos pro-

gramas de fomento del empleo, sobre todo en los

dos últimos años del período analizado (1985-

1986), hay que subrayar que el número de contratos

no es un indicador adecuado para evaluar los efec-

tos de estos programas. A la hora de hablar de la

efectividad real de este tipo de incentivos, hay

que tener presente que puede existir un importante

efecto sustitución, de forma que se benefician de

dichos incentivos un buen número de contrataciones

que hubiesen tenido lugar en ausencia de los mis-

El presente estudio trata de determinar en

qué medida se puede hablar realmente de un efecto sustitución o desplazamiento de los contratos acogidos a los programas de fomento del empleo o, por el contrario, de una creación neta de puestos de trabajo atribuibles a estos programas lo suficientemente importante como para tener un efecto significativo sobre el ritmo de crecimiento del empleo en los colectivos a los que van dirigidos. Las medidas que se consideran en el análisis son las de contratación temporal y los programas de fomento de empleo dirigidos a incentivar el empleo juvenil en el sector privado. Además, se pondrá énfasis en el efecto derivado de las modificaciones en la regulación de las mismas con disposiciones más favorables que tratan de eliminar las rígideces existentes anteriormente.

2. CONTRATOS TEMPORALES

El objetivo es ver si la reglamentación y

aplicación de la contratación temporal a partir de

julio de 1981 y las posteriores modificaciones en

junio y diciembre del 82 y finalmente la de octu-

bre de 1984 (ver Cuadro 1), han tenido alguna

influencia positiva sobre la variación del empleo.

Concretamente, el análisis se centra en la evolu-

ción de los asalariados en sectores privados no

agricolas.

Los cambios en la normativa de contratación

temporal sobre duración mínima y máxima de los

contratos, sobre porcentajes de plantillas que

podían ser afectados por este tipo de programa y

sobre garantías para evitar la rotación de trabaa-

jadores temporales, se pueden ver reflejados en el

número de contratos realizados en cada trimestre

bajo dicho programa (Tabla 1 y Gráfico 1). Así, el

número de colocaciones con contratos temporales

creció en los primeros trimestres de su creación

alcanzando un máximo de 82 mil en el último tri-

mestre de 1982. Es a partir de este período, que

coincide con una de las modificaciones en la regu-

lación de este tipo de contratos reduciendo la

duración de los mismos, cuando el número de colo-

caciones se vuelve a situar en torno a un valor

medio trimestral de 56,9 mil contratos. Y por fin,

con la entrada en vigor de la nueva normativa a

partir del 4 trimestre del 84, se produce un

incremento espectacular en el número de contrata-

ciones con una media trimestral en los dos últimos

años de 121,1 mil contratos, un 112.8% más que en

los dos años anteriores.

CUADRO 1

TABLE 1 NUMERO DE CONTRATOS TEMPORALES, ASALARIADOS EN SECTORES PRIVADOS NO AGRICOLAS Y PORCENTAJES QUE REPRESENTAN LOS PRIMEROS RESPECTO A LOS SEGUNDOS

Gráfico 1

Una característica del número de colocacio-

nes acogidas a este programa es su carácter esta-

cional, reduciéndose el número de éstas en los

terceros trimestres y aumentando en los cuartos.

Una evolución semejante a la del número de

contratos se refleja en los porcentajes que repre-

sentan éstos respecto al número de asalariados en

sectores privados no agrícolas. De esta forma, se

registra un incremento gradual de los porcentajes

desde el comienzo de aplicación del programa hasta

el 4º trimestre del 82 en que se alcanza un máximo

del 1.50%. A partir de esta fecha y durante los

dos años siguientes, el número de contratos en

cada trimestre se reduce a una media del 1.1%

respecto al número de asalariados, posiblemente

como consecuencia de la modificación de la regula-

ción en diciembre del 82. Y por último, el nuevo

cambio en la normativa de este tipo de contrata-

ción en octubre del 84, hace que a partir del

primer trimestre de 1985 se alcancen los mayores

porcentajes del número de contratos respecto al

número de asalariados con un 2.48 de media.

En cuanto al análisis de los efectos de la

introducción de la contratación temporal sobre la

evolución del empleo, se ha empezado por realizar

el análisis univariante de la serie de asalariados

en sectores privados no agrícolas. La serie pre-

senta una tendencia decreciente desde el comienzo

de la muestra en el cuarto trimestre de 1976

(6.494.000 asalariados) hasta el primer trimestre

de 1985 (4.930.000 asalariados) lo cual supone una

reducción porcentual del 24.1%. A partir de esta

última fecha el número de asalariados en sectores

privados no agrícolas empieza a crecer hasta el cuarto trimestre de 1986 en que el número asciende a 5.369.000 asalariados con un incremento porcentual del 8.9%. En conjunto, la serie ha experimentado a lo largo del periodo muestral una caída porcentual del 17.3%. Puesto que la serie no es estacionaria en media resulta esencial aplicar una diferencia regular. Además, la serie requiere una diferencia estacional ya que se observa un comportamiento estacional con niveles más altos en el segundo trimestre y más bajos en el resto.

El modelo univariante para la serie es el siguiente:

\[\nabla \nabla_ {4} \ln A T _ {t} = \frac {(1 - . 4 9 B ^ {4})}{(1 - . 3 5 B - . 4 4 B ^ {2})} a _ {t}\]

El modelo indica que la tasa de variación de los asalariados depende de la tasa de variación de los mismos en dos periodos anteriores con un término aleatorio modificado a su vez en la parte estacional por 0.49. Con respecto a la desviación típica de la variable , el modelo anterior supone una mejora -respecto a la proyección tendencial de la serie- del 31% en el poder explica-

Gráfico 2

La mejora en el poder explicativo de este

modelo de intervención respecto al univariante es

de un 10% y la interpretación de la estructura del

ruido es la misma que en el caso anterior, aunque

los parámetros han variado.

Como ya se ha indicado, en noviembre de 1984

se produce mediante el RD. 1989/1984 un cambio

importante en la normativa de la regulación de la

contratación temporal, que tiene como consecuencia

un significativo aumento en el número de contratos

temporales suscritos a partir del primer trimestre

de 1985. (Ver Tabla 1). El análisis que acabamos

de presentar pone de manifiesto que en dicho tri-

mestre se produce un salto permanente en la tasa

de variación de los asalariados en los sectores no

agrícolas.

Este resultado no resulta concluyente res-

pecto al efecto positivo que la nueva normativa

reguladora de la contratación temporal haya podido

tener sobre la evolución del empleo. El salto

mencionado ha podido deberse a otros factores.

Pero nuestro análisis no excluye el que efectiva-

mente haya habido un efecto claramente favorable

de la ampliación de la contratación temporal.

El que por otra parte, en el análisis univa-

riante de algunos indicadores de actividad (Indice

de Producción Industrial, consumo aparente de

cemento, índice de ventas de grandes almacenes) no

se detectara ni en el primer trimestre de 1985 ni

en los trimestres anteriores un salto permanente

en su tasa de crecimiento contribuye a otorgar una

mayor plausibilidad a la interpretación de que la

contratación temporal ha tenido un efecto positivo

sobre la ocupación de asalariados.

Gráfico 3

\[\begin{array}{r l} \ln A T _ {t} & = . 0 1 2 \xi_ {t} ^ {R, I / 8 5} +. 0 1 5 \xi_ {t} ^ {R, I / 8 6} + N _ {t} \\ & (. 0 0 3 7) \quad (. 0 0 4 0) \end{array}\]

\[\nabla \nabla_ {4} N _ {t} = \frac {(1 - . 6 3 B ^ {4})}{(1 - . 0 4 6 B - . 2 2 B ^ {2}) (. 1 6) (. 1 5)} a _ {t}\]

\[\hat {\sigma} _ {a} \times 100 = .61\%\]

\[\bar {a} = 0. 0\]

\[\hat {\sigma} _ {a} ^ {-} = . 0 0 1 0\]

Gráfico 4

Ha habido una mejora en la capacidad explicativa de la serie respecto al primer modelo de intervención del 14%. La estructura del ruido no ha variado, aunque el primer parámetro del polinomio autorregresivo de orden dos ha dejado de ser significativo.

El modelo indica que en el primer trimestre de 1985 la serie experimenta un cambio en el ritmo de crecimiento del 1.2% (± 0.37%) y éste se vuelve a incrementar en el 1.5% (± 0.40%) a partir del primer trimestre de 1986.

Se mantiene, por tanto el salto permanente en la tasa de variación a partir del primer trimestre de 1985. Y superpuesto a este se produce otro escalón en la tasa en el primer trimestre de 1986 que se mantiene durante todo el año. El cambio en las condiciones generales de la economía española que se produce en 1986 puede ser el responsable de este salto en la serie de asalariados en sectores privados no agrícolas.

Con objeto de tratar de conseguir una mayor evidencia acerca del efecto positivo que la contratación temporal ha tenido sobre la evolución del empleo, se ha realizado un análisis de transferencia entre el número de contratos temporales y la variación de los asalariados en sectores privados no agrícolas.

Dado el pequeño número de observaciones del que se dispone (22) y la existencia de valores extremos que pueden distorsionar el análisis, no va a ser posible encontrar un modelo plenamente satisfactorio. Por otra parte, el hecho de que aparezcan dentro de una misma variable contratos

Se observa que la variable CT (número de

contratos temporales) es significativa. El coefi-

ciente estimado supone que un incremento del 100%

del número de contratos temporales implicaría, en

promedio, un incremento del 2% en el número de

asalariados ocupados. "En promedio" significa que

se está refiriendo a un promedio de contratos

heterogéneos. Si se dispusiera de un número mayor

de observaciones podría distinguirse entre contra-

tos de distinta naturaleza -antes y después del RD

del 9 de noviembre del 84, por ejemplo.

Tal como ocurria en los análisis de inter-

vención discutidos anteriormente, es necesario una

intervención adicional en el primer trimestre de

1986 para corregir una anomalía que no se explica

por el número de contratos temporales. De nuevo

como lo hemos hecho antes, podemos mencionar en

relación con este resultado, la reactivación que

se experimenta en la economía española en 1986.

Merece un comentario la intervención en el

primer trimestre de 1983 realizada en el modelo

anterior. Ya en los residuos de los modelos univa-

riantes y de intervención anteriores (ver Gráficos

2, 3 y 4) este trimestre aparecía con un valor

llamativamente bajo, aunque no se intervenía. Al

acortar ahora el número de observaciones de la

muestra (eliminadas las observaciones correspon-

dientes a los primeros 19 trimestres) el peso de

la observación 83/I aumenta, de forma que los

resíduos de un modelo de transferencia similar al

que estamos comentado pero que no incluye la in-

tervención en el primer trimestre de 1983, mues-

tran cierta no-estacionariedad. Al hacer esta

intervención los residuos parecen estacionarios

(ver Gráfico 5).

Gráfico 5

3. PROGRAMAS DESTINADOS A LA CONTRATACION DE JOVE-NES

Distinguimos varios programas dirigidos fundamentamente al fomento del empleo juvenil en el sector privado:

- Empleo juvenil, aplicado entre enero del 78 y julio del 81 (Cuadro 2).

- Contratos de trabajo en prácticas, desde agosto de 1981 (Cuadro 3).

- Contratos de trabajo para la formación, aplicado también desde agosto de 1981 (Cuadro 3).

- Jóvenes menores de 26 años, desde junio de 1985 (Cuadro 2).

El número de colocaciones realizadas bajo el primer programa de empleo juvenil se mantiene más o menos constante a lo largo de su período de aplicación (enero 78-julio 81) con una media trimestral de 49,9 mil contratos (Tabla 2). En lo que concierne a la incentivación de los contratos por tiempo indefinido de jóvenes menores de 26 años (a partir de junio del 85), la media trimestral de contrataciones de este tipo se sitúa en 26,3 mil (Tabla 3). Por último, el número de contratos en prácticas y para la formación, aunque se mantiene en niveles relativamente reducidos hasta el tercer trimestre de 1984 con una media trimestral de 7,4 mil, pasa a 18 mil en el cuarto trimestre del mismo año, coincidiendo con la modificación de la normativa que regula este tipo de contratos, y aumenta de manera continuada en los dos últimos años situándose en 73,3 mil contratos en el último trimestre de 1986, lo cual supone un incremento porcentual del 308.0% respecto al mismo trimestre del 84 (Tabla 4).

TABLE 2 NUMERO DE CONTRATOS DE EMPLEO JUVENIL Y PORCENTAJES QUE REPRESENTAN RESPECTO A DISTINTOS COLECTIVOS

TABLA 3

Por trimestres, la evolución del número de colocaciones acogidas a los distintos programas muestra cierta estacionalidad, similar en todos ellos, con un mínimo en el tercer trimestre y un máximo en el cuarto.

El análisis que sigue pretende determinar si estos programas han tenido algún efecto inducido sobre el empleo de determinados colectivos, aparte del efecto directo que ha supuesto el número de contratos acogidos a los mismos.

Los colectivos que estudiaremos serán los siguientes:

1) Asalariados de 16 a 19 en sectores privados. 2) Asalariados de 20 a 29 en sectores privados.

Se han analizado también los ocupados de las edades correspondientes (16-19 y 20-29) en los sectores no agrícolas. Pero los resultados apenas difieren de los que se van a presentar a continuación.

TABLA 4 PORCENTAJES QUE REPRESENTAN EL NUMERO DE CONTRATOS EN PRACTICAS Y PARA LA FORMACION RESPECTO A DIFERENTES COLECTIVOS

3.1 Asalariados de 16 a 19 años en sectores privados

La serie de asalariados de 16 a 19 en el

sector privado presenta una tendencia decreciente

a lo largo del periodo muestral con una ligera

recuperación a partir del segundo trimestre de

1985. Se ha pasado de 957.700 asalariados en el

cuatro trimestre de 1976 a 274.200 en el segundo

del 85, es decir, la serie experimentó entre esas

fechas una reducción porcentual del 71.4%. Sin

embargo, se ha observado un incremento porcentual

en la serie en los seis últimos trimestres de la

muestra del 23.6% pues el número de asalariados

ascendía en el cuarto trimestre del 86 a 338.900.

En el Gráfico 6 puede observarse que durante

el periodo de vigencia del primer programa de

Empleo Juvenil (I/78-III/81) se registran las

mayores variaciones negativas de los asalariados

de 16 a 19 años en sectores privados. Por el con-

trario durante el período de aplicación del pro-

grama de Jóvenes menores de 26 años (desde III/85)

se producen tasas de variación positivas en el em-

pleo de este colectivo.

Respecto a los Contratos en prácticas y en

formación, el cambio de la normativa reguladora de

estos contratos introducida por el RD. 1992/1984

(BOE del 9 de noviembre del 84), ocasiona un im-

portante aumento del número de contratos de esta

modalidad a partir del primer trimestre de 1985,

con lo que el período de vigencia de estos progra-

mas en su versión última coincide en buena medida

con el cambio de tendencia de los jóvenes asala-

GRAFICO 6

riados (ver Gráfico 7).

En el Gráfico 8 se reflejan la variación de los asalariados de 16 a 19 años en el sector privado y la evolución de los contratos acogidos a los tres programas considerados: empleo juvenil, jóvenes menores de 26 años y contratos en prácticas y en formación.

El análisis estadístico de la serie de asalariados de 16 a 19 años en el sector privado, produce el siguiente modelo univariante:

\[\bar {a} = . 0 0 4 3\]

\[\hat {\sigma} _ {a} ^ {-} = . 0 0 5 0\]

Se ha aplicado a la serie una diferencia regular para conseguir estacionariedad en la media. No se observa comportamiento estacional, por lo que no ha sido necesario tomar una diferencia estacional.

El modelo explica alrededor de un 14% de la varianza de . Se ha estimado un polinomio autorregresivo de orden dos que indica que la tasa de variación de los asalariados es aproximadamente una combinación lineal convexa de las tasas de variación en los dos períodos anteriores.

GRAFICO 7

GRAFICO 8

\[\begin{array}{r l} \ln A 1 9 _ {t} & = . 0 7 4 \xi_ {t} ^ {S, I / 8 6} + N _ {t} \\ & (. 0 2 4) \end{array}\]

\[\nabla \mathrm{N} _ {\mathrm{t}} = \frac {1}{(1 - . 3 6 \mathrm{B} - . 4 7 \mathrm{B} ^ {2})} a _ {\mathrm{t}}\]

\[\sigma_ {\mathrm{a}} \times 1 0 0 = 2. 8 \%\]

\[\bar {a} = . 0 0 4 0\]

\[\sigma_ {a} ^ {-} = . 0 0 4 5\]

Gráfico 9

RESOLARIADOS DE 16 a 17 EN EL SECTOR PHYANO RESIDIOS MODELO DE INTERVENCIÓN

Gráfico 10

En el Gráfico 10 se presentan los residuos de este modelo de intervención. El análisis de los mismos no parece indicar la necesidad de intervenciones adicionales . Por otra parte, tal como se hizo en el caso de los contratos temporales, se ha realizado un análisis de transferencia entre el número de contratos acogidos al conjunto de programas que puedan tener incidencia sobre la evolución de los asalariados de 16 a 19 y la variación de estos aslariados en los sectores privados y no se encuentra ninguna relación.

Sin embargo, en la medida en que los programas de fomento del empleo que estamos considerando tienen como consecuencia el abaratamiento relativo del empleo de los jóvenes respecto del resto de los asalariados, el efecto que pudiesen tener estos programas podría ser no sobre el nivel de asalariados pertenecientes a esos colectivos, sino sobre la proporción que representan los asalariados jóvenes sobre el total.

Para plantearnos esta cuestión procedemos a analizar la serie del porcentaje de asalariados de 16 a 19 años en el sector privado sobre el total de asalariados en esos sectores.

La serie presenta la misma tendencia que la de los asalariados de 16 a 19 en el sector privado decrece hasta el segundo trimestre del 85 y a partir de este periodo comienza a crecer ligeramente. La serie tampoco presenta un comportamiento estacional.

Se ha probado una intervención en el tercer trimestre de 1985. La variable de intervención tiene un estadístico t de 1,5, el modelo no refleja ninguna mejora en la explicación de la varianza de la variable y los residuos no ponen de manifiesto que este modelo de intervención sea superior al anterior.

El modelo univariante estimado es el siguiente:

\[\nabla \ln \mathrm{PA} 1 9 _ {t} = \frac {1}{(1 - . 3 5 B - . 3 9 B ^ {2})} a _ {t}\]

\[\sigma_ {\mathrm{a}} \times 100 = 2.76\%\]

\[\tilde {a} = . 0 0 5 3\]

\[\hat {\sigma} _ {a} ^ {-} = . 0 0 4 4\]

La mejora en el poder explicativo de la serie respecto a es del 5.8%. En la serie de residuos (Gráfico 11) se detecta un valor extremo en el primer trimestre del 86 que refleja un incremento permanente en el nivel de la serie. Lo cual, tratándose de la serie de un ratio, induce a pensar que se ha producido un cambio en la estructura por edades de los asalariados, cambio que dificilmente puede ser explicado por la reactivación económica que se produce en esas fechas. El modelo de intervención estimado para recoger dicho efecto es el que sigue:

PORCENTAJE DE ASALARIADOS DE 15 A 19 EN EL SECTOR PRIUADO RESIDIOS MODELO UNIVARIANTE Gráfico 11

\[\ln \mathrm{PA19} _ {\mathrm{t}} = . 0 8 6 \xi_ {\mathrm{t}} ^ {\mathrm{S}, \mathrm{I} / 8 6} + \mathrm{N} _ {\mathrm{t}} (\cdot 0 2 2)\]

\[\nabla^ {2} N _ {t} = (1 -. 7 3 B) a _ {t} \tag {.11}\]

\[\hat {\sigma} _ {a} \times 100 = 2.37\%\]

\[\hat {\sigma} _ {a} ^ {-} = . 0 0 3 7\]

Este modelo supone una mejora en la capacidad explicativa de la serie del 30% respecto a y del 14% respecto al modelo univariante anterior. En el análisis de residuos (Gráfico 12) se detecta en el tercer trimestre del 85 un nuevo valor extremo que refleja también un incremento permanente en el nivel de la serie. De nuevo, parece haber un cambio en la composición por edades de los asalariados en el tercer trimestre del 85 que se repite, en el mimo sentido, en el primer trimestre del 86.

Si intervenimos para recoger ese efecto el modelo que se estima es el siguiente:

PORCENTAJE DE ASALARIADOS DE 16 A 13 EN EL SECTOR PRIVADO RESIDIOS MODELO DE INTERBUENCION 1 Gráfico 12

\[\begin{array}{l l l l l l} \ln \mathrm{PA19} _ {\mathrm{t}} & = . 0 4 3 & \xi_ {\mathrm{t}} ^ {\mathrm{S}, \text {III / 85}} & +. 0 9 2 & \xi_ {\mathrm{t}} ^ {\mathrm{S}, \text {I / 86}} & + N _ {\mathrm{t}} \\ & (. 0 2 1) & & (. 0 2 2) \end{array}\]

\[\nabla^ {2} N _ {t} = (1 -. 7 4 B) a _ {t} (. 1 1)\]

\[\sigma_ {a} \mathrm{x} 1 0 0 = 2. 2 6 \%\]

Los residuos de este modelo de intervención se recogen el el Gráfico 13.

En el Gráfico 13 vemos que no existe ninguna anomalía, pero que a partir del segundo trimestre de 1985 los residuos de siete trimestres consecutivos son positivos, poniendo de manifiesto cierto tipo de racha que no ha sido íntegramente recogida por los dos saltos en el nivel del ratio (en III-/85 y I/86).

En el tercer trimestre de 1985 es cuando cobra vigencia el programa de menores de 26 años. Por otra parte, los cambios introducidos en la normativa reguladora de los contratos en prácticas y en formación en el RD. 1992/84 (BOE del 9 de noviembre) ocasiona un incremento importante de contratos acogidos a estos programas a partir del primer trimestre de 1985.

El análisis realizado de la participación de los jóvenes de 16 a 19 en el total de asalariados en el sector privado, produce unos resultados que son coherentes con el hecho de que a partir de

PORCENTRAJE DE LOS ASALARIADOS DE 16 A 19 EN EL SECTOR PRIVADO RESIDIOS MODELO DE INTERUENCION 2

Por consiguiente, podríamos decir que los programas de fomento de empleo juvenil no parecen afectar a la evolución del número de jóvenes asalariados, pero pueden haber tenido a partir de mediados de 1985 un efecto sobre la composición por edades de los asalariados en el sentido de aumentar la proporción de jóvenes de 16 a 19 años.

3.2 Asalariados de 20 a 29 años en sectores privados

La serie de asalariados de 20 a 29 en el

sector privado decrece desde el cuarto trimestre

de 1976 al mismo trimestre del 80, pasando de

1.896.000 asalariados en la primera fecha a

1.635.000 en la última (reducción porcentual del

13.8%). Hasta el tercer trimestre del 83 el número

de asalariados se mantiene en torno a 1.654.000,

para luego reducirse hasta 1.546.000 en el cuarto

trimestre del 84 (reducción del 5.5%). A partir de

esta última fecha y hasta el final de la muestra,

la serie cambia su tendencia experimentando un

incremento porcentual del 9.28, pues se alcanza en

el último trimestre de 1986 la cifra de 1.688.000

asalariados.

El número de contratos acogidos a los pro-

gramas de Empleo Juvenil (I/78 - III/81) y de

Jóvenes menores de 26 (II/85 - IV/86) en cada

periodo representa por término medio un 3% y un

1.6% respectivamente respecto al número de asala-

riados de 20 a 29 en dicho período (Tablas 2 y 3).

De nuevo, tal como ocurría con los jóvenes

de 16 a 19, el período de vigencia del programa de

Empleo Juvenil coincide con el período de mayor

destrucción de puestos de trabajo de estas edades

(ver Gráfico 14). Por el contrario el del empleo

de jóvenes menores de 26 años está vigente en un

período en el que crece el número de empleados de

20 a 29 años.

En el Gráfico 15 se presenta la evolución del número de contratos en prácticas y para la formación y su relación con la variación de los asalariados de 20 a 29 años. Estos contratos suponen por término medio un 0,48% del número de asalariados de 20 a 29 años hasta el cuarto trimestre de 1984 y un 3,19% de esa fecha en adelante (Tabla 4).

GRAFICO 14

GRAFICO 15

El Gráfico 16 representa el total del número de contratos acogidos a los distintos programas dirigidos a la colocación de los jóvenes y la variación de los asalariados de 20 a 29 años.

El análisis estadístico de la serie de asalariados de 20 a 29 años produce el siguiente modelo univariante:

Puesto que no se observa comportamiento estacional en la serie, se ha tomado únicamente una diferencia regular para conseguir estacionariedad en la media.

GRAFICO 16

Gráfico 17

El nuevo modelo estimado es el que sigue:

\[\begin{array}{r c l} \ln A 2 9 _ {t} & = & (. 0 3 1 +. 0 2 6 B +. 0 3 6 B ^ {2}) \xi_ {t} ^ {S, I / 8 6} + N _ {t} \\ & & (. 0 1 0) (. 0 1 0) (. 0 1 0) \end{array}\]

\[\begin{array}{r l} \nabla N _ {t} & = -. 0 0 5 2 + a _ {t} \\ & (. 0 0 1 7) \end{array}\]

\[\sigma_ {a} \times 1 0 0 = . 9 8 \%\]

\[\bar {a} = . 0 0 0 0\]

\[\hat {\sigma} _ {a} ^ {-} = . 0 0 1 6\]

Gráfico 18

Gráfico 19

creciendo a un ritmo constante del 0.52%. Sobre esa tendencia ha habido un incremento permanente en el nivel de la serie a lo largo de tres trimestres a partir del primero del 86 del 3.1% (± 0.10%), 2.6% (± 0.10%) y 3.6% (± 0.10%) respectivamente.

Lo que el análisis en ningún momento indica es la existencia de un efecto positivo de los distintos programas considerados sobre la evolución de los asalariados de 20 a 29 años en los sectores privados.

También se ha realizado, tal como se hizo con los asalariados de 16 a 19 años, el análisis de la serie del porcentaje de los asalariados de 20 a 29 años en el sector privado. Esta serie presenta una tendencia creciente a lo largo del período muestral, pasando del 26,7% en el cuarto trimestre del 76 al 28,7% en el último trimestre del 86.

En el análisis estadístico de la serie, una vez tomada una diferencia regular para conseguir estacionariedad, la serie no presentó estructura significativa y por tanto se puede considerar como un paseo aleatorio. No presenta ningún valor extremo.

Por consiguiente, tampoco se encuentra ningún cambio en la participación de los jóvenes de 20 a 29 años en el total de asalariados privados, que pudiera asociarse a alguna medida de fomento del empleo.

4. CONCLUSIONES

Desde los Pactos de la Moncloa de finales de

1979 y especialmente desde el Acuerdo Nacional de

Empleo de 1981 se han puesto en práctica un con-

junto de Programas destinados a incentivar la

creación de puestos de trabajo.

El primer tipo de acciones -la contratación

temporal- al flexibilizar la relación laboral

tiene como consecuencia la reducción del coste de

uso del trabajo. La contratación indefinida supone

que junto al coste salarial y al de las cotizacio-

nes a la Seguridad Social existe un coste adicio-

nal dado por el valor presente del coste de des-

pido ponderado por la probabilidad de que en cada

período futuro el empresario desee prescindir de

ese trabajador. En el coste de despido habrá que

incluir no sólo el coste de las indemnizaciones

sino también el coste asociado a interrupciones y

desajustes en la producción como consecuencia del

despido del trabajador. Este último coste es segu-

ramente creciente por cada trabajador adicional

que se despida y por eso puede estar justificado

representarlo como una función cuadrática del

número de trabajadores despedidos.

Por otra parte R. Rogerson (1987) demuestra

que en un contexto de incertidumbre la existencia

de costes para ajustar la plantilla puede afectar

negativamente, no sólo a la relación capital/tra-

bajo deseada por los empresarios, sino también al

nivel de inversión y por tanto al ritmo al que se

aumenta la capacidad productiva.

Por todo ello, habría que esperar que una

flexibilización de la contratación laboral como la

introducida por el contrato temporal -especialmen-

te en su versión del RD. 1989/84 de noviembre-

tuviera un efecto favorable sobre la evolución de

los asalariados.

Es difícil demostrar positivamente que el

efecto se haya producido. La mera comprobación de

que el número de contratos acogidos a esta modali-

dad ha crecido considerablemente no es suficiente

para concluir que así ha sido. Podría tratarse de

una mera sustitución de contratos de otro tipo,

que en cualquier caso se hubiesen celebrado, por

contratos de esta nueva modalidad. Aunque esto ya

hubiera tenido el efecto favorable de abaratar los

costes relevantes de producción que acabaría te-

niendo consecuencias positivas sobre las decisiones de inversión -o sobre la competitividad de las empresas.

El procedimiento seguido para analizar si ha

habido un efecto positivo de la contratación tem-

poral sobre el empleo ha sido, en primer lugar,

analizar cuidadosamente la serie de asalariados en

los sectores privados no agrícolas. De este análi-

sis se obtiene que a partir del primer trimestre

de 1985 -recuérdese que la versión más flexible de

la contratación temporal se aprueba en el BOE del

9 de noviembre de 1984- se produce un salto perma-

nente en la tasa de variación de los asalariados

en dichos sectores. No parece, por otra parte que

se haya producido un cambio de esas característi-

cas en esa fecha -o en fechas anteriores- en las

actividades productivas de los sectores no agríco-

las.

Existe también otro salto en la tasa de

variación de este colectivo de asalariados en el

primer trimestre de 1986. Este puede explicarse

por la reactivación que se produce a finales de

1985. En el análisis estadístico de la serie la

intervención para modelizar este salto no elimina

la significación del salto en la tasa detectada a

principios de 1985. Ambos son significativos y

permanentes.

Esta primera evidencia pone de manifiesto que a raíz de la generalización de la contratación temporal se produce un cambio positivo en la evolución del empleo de los asalariados en sectores privados no agrícolas, que, en principio, no es explicado por otros factores por lo que podría ser debido a esa medida de fomento del empleo. Aunque no lo demuestra de forma concluyente.

Por otra parte se ha realizado un análisis

de transferencia entre el número de contratos

temporales realizados desde 1981 hasta finales de

1986 y la variación de los asalariados en sectores

privados no agrícolas. Y resulta que la primera

variable es significativa en la explicación de la

segunda. Aunque el modelo no es estadísticamente

muy bueno, por el corto número de observaciones,

este resultado redunda en el mismo sentido que el

anterior.

Por todo ello, no sólo existen razones teó-

ricas para que la contratación temporal tenga

efectos positivos sobre el empleo sino que además

la evidencia empírica, aunque no concluyente, es

coherente con que efectivamente esos efectos se

han producido.

La reducción de la cuota empresarial a la

Seguridad Social, contemplada por los distintos

programas que buscan estimular la ocupación de

personas que buscan su primer empleo, abarata el

coste de emplear a trabajadores pertenecientes a

estos colectivos. En este sentido podría esperarse

que aumentase el número de asalariados jóvenes o,

al menos, la proporción de estos en el total de

asalariados.

Siguiendo el mismo procedimiento que el

utilizado en el caso anterior no se ha encontrado

ninguna evidencia coherente con la afirmación de

que el volumen de empleo de los jóvenes se haya

visto afectado positivamente por la puesta en

práctica de los distintos programas considerados.

Sí, en cambio, se detecta que a mediados de

1985 se produce un salto significativo en el por-

centaje de jóvenes de 16 a 19 en el total de asalariados en los sectores privados. En ausencia de otra explicación alternativa, este cambio podría estar relacionado con la puesta en práctica en junio del 85 del programa de empleo de menores de 26 años y, quizá también, con la intensificación a partir del primer trimestre de ese año de los programas de contratos en prácticas y en formación, debida a los cambios en la normativa introducidos a finales del 84.

Este fenómeno no se produce en los asalariados de 20 a 29 años, para los que no se detecta ningún cambio ni en el volumen ni en la participación. En los datos publicados de la EPA, entre los ocupados no se distinguen los jóvenes entre 20 y 24 de los de 25 a 29, por lo que no ha sido posible analizar este colectivo más reducido.

Este conjunto de resultados sobre la evolución de los jóvenes asalariados parecen sugerir que los distintos programas de fomento del empleo juvenil no han tenido consecuencias sobre el número de jóvenes ocupados, aunque haya podido afectar a partir de mediados de 1985 a la participación de los más jóvenes en el total de asalariados. Aunque esta última conclusión, que significa que en el mejor de los casos los programas considerados han conseguido sustituir asalariados "mayores" por asalariados jóvenes, es bastante débil. Y lo es por no haberse encontrado ningún efecto en los jóvenes de 20 a 29 años y por las propias características del instrumental analítico utilizado.

REFERENCIAS BIBLIOGRAFICAS

Rogerson, R. (1987): "Dismissal Restrictions, Investment and Employment an Application to Spanish Industry". Documento de Trabajo 87-03. FEDEA.