TASA DE PARO Y NECESIDADES

DE CREACION DE EMPLEO 1986-1996

Alfonso Novales

Carlos Sebastián

Documento 88-05

1. OBJETIVO DEL ESTUDIO

Este informe presenta las previsiones acerca del ritmo de crecimiento de empleo que sería preciso conseguir durante la década 1986-1996 como función de la tasa de paro que se pretenda alcanzar al final de dicho período.

El punto de partida para la realización de los ejercicios de predicción, es el estudio demo- gráfico realizado por FEDEA (A. García Ferrer y J. del Hoyo (1988)).

El resto de las predicciones que aquí aparecen se obtuvieron a partir de modelos univariantes estimados con datos anuales para el período 1965-1986. Para ello se tomaron los datos generados por el Grupo de Trabajo de problemas de Empleo (GTE) para el período 1965-1976, junto con los datos de la Encuesta de Población Activa (EPA) trimestral para el período 1976-1986.

Se comenzó calculando una previsión anual de la tasa de participación para el período 1986-1996. Los valores previstos de la tasa de participación, aplicados a las previsiones de población, del mencionado estudio, generaron las previsiones de población activa.

En una segunda etapa, se elaboraron previsiones de la ocupación en el sector de agricultura y pesca. Al igual que en la mayoría de los países occidentales, el empleo en este sector ha registrado una ostensible caída en las últimas décadas, que no se espera haya terminado, por lo que resulta aconsejable su tratamiento diferenciado del resto de los sectores.

A continuación, la tasa de paro π se expresó como función de la predicción de los ocupados en Agricultura (OA), fuera de la agricultura (OFA) y de la Población Activa (PA):

PA - (OA + OFA)

PA

de donde se obtiene:

OFA = (1 - π) PA - OA

Dada una previsión de la población activa así como de los ocupados en la Agricultura, y un valor deseado de la tasa de paro, la expresión anterior genera el número de ocupados que debe haber fuera del sector agrícola para conseguir la tasa de desempleo deseada.

En el pasado reciente, las tasas de participación de determinados colectivos de población, han experimentado importantes cambios según su rango de edades. Así, los jóvenes han disminuido de forma importante su participación debido al fuerte incremento que se ha producido, tanto en el nivel de escolarización en general, como en el mayor acceso a niveles superiores de estudio.

Por otro lado, el adelanto en la edad de jubilación ha hecho disminuir también la tasa de participación de los mayores. Debido a estas observaciones, la primera etapa antes descrita (previsión de las tasas de participación y de la Población Activa), se llevó a cabo por separado para jóvenes de 16 a 24 años y para personas mayores de 50 años.

En cuanto al rango intermedio de edades, 25 a 49 años, pareció adecuado dividirlo en dos grupos, 25 a 39 años y 40 a 49 años. Ello se hizo porque el importante incremento registrado en la participación femenina se ha producido en las mujeres por debajo de 40 años de edad, por lo que cabía la posibilidad de que el comportamiento de las tasas de participación de ambos grupos no fuese homogéneo.

2. PREVISIONES DE LA OCUPACION EN AGRICULTURA Y PESCA

La serie de ocupados en Agricultura y Pesca fue obtenida a partir de la serie publicada en el Informe Económico del Banco de Bilbao (1985) para 1955-1985 y de los datos de la EPA para el período 1976-1986.

Tras estimar una regresión entre ambas series para el período de solapamiento (1976-1985), se utilizó dicha estimación para extender la serie proveniente de la EPA al período 1955-1975, con los resultados que se muestran en la Figura 1.

La mayor dificultad al obtener estas previsiones la supone la caída en el empleo que en este sector se produjo en 1986. El promedio de los 4 trimestres del año da una cifra de 1.741.000 ocupados, frente a los 1.926.000 empleados de 1985, lo que supone una caída del 9.6% en tan sólo un año. En este año, el empleo total (incluido el sector de Agricultura y Pesca) aumentó un 2.4%.

Acerca de esta evolución reciente en el empleo en el sector de Agricultura y Pesca pueden hacerse distintos supuestos que vamos a mantener inicialmente como hipótesis de trabajo. En un extremo, podría pensarse que el descenso registrado en 1986 fue puramente ocasional, y en absoluto refleja el comportamiento de dicha variable. Desde este punto de vista, se lleva a cabo un análisis de intervención en la serie que elimina en gran parte el efecto de esta observación.

En el otro extremo, se toma la caída de 1986 como un dato más de la muestra, si bien de especial interés, pues indica una tendencia que puede continuar en los próximos años.

Las características de los modelos estimados para esta serie aparecen en el Apéndice. Cuando se adoptó la decisión de no llevar a cabo el análisis de intervención en 1986, (es decir, de considerar que lo ocurrido ese año no fué ocasional) se obtuvieron dos modelos posibles y claramente similares:

\[1) \nabla^ {2} \ln O A _ {t} = (1 -. 7 8 B) a _ {t}, \quad \begin{array}{r l} \overline {{a}} & = -. 0 0 4 5 (. 0 0 3 5) \\ \hat {\sigma} _ {a} & = 1. 9 6 \% \end{array}\]

\[2) \nabla^ {2} \ln O A _ {t} = \frac {1}{1 + . 5 8 B}. a _ {t}, \quad \overline{a} = \hat {\sigma} _ {a} = 2.0\%\]

Sin embargo, a pesar de su similitud, las previsiones obtenidas con ambos difieren sensiblemente, como puede apreciarse en la Figura 2, donde también aparecen las previsiones obtenidas con el modelo de intervención. Puede apreciarse que las previsiones obtenidas con este último modelo son muy consistentes con la evolución del empleo desde 1980, exceptuando el dato de 1986.

Las otras dos previsiones continúan la evolución de la serie incorporando la información contenida en el dato de 1986, y resultan bastante consistentes con la evolución del empleo agrícola desde 1955. Sin embargo, la previsión a partir del modelo 2) es sensiblemente inferior a la obtenida del modelo 1).

Como ya explicamos, la posible duda acerca de la elección de la previsión más positiva, frente a las dos sendas de mayor decrecimiento del empleo, depende de la interpretación que se dé al dato de ocupación agrícola en 1986. La Figura 3 muestra la tasa de variación de dicha variable en 1956-1986, junto con las tasas obtenidas de las tres sendas previstas en la Figura 2. Poca duda puede quedar acerca de la elección entre ambos casos. Adoptar la senda de mayor ocupación implicaría aceptar una tasa de variación en 1987 absolutamente desproporcionada a la vista de la evolución histórica de dicha tasa.

En nuestra opinión, el modelo 1, ARIMA (0,2,1) es el más razonable, a pesar de lo cual presenta-remos también los resultados con los otros 2 modelos.

En el gráfico de la Figura 3 puede apreciar-se que existen dos períodos (1957-60 y 1980-85) en

PORLACIÓN OCUPADA EN ACRICULTURA Y PESCO FREDICCIONES PARA 1987-1996 A PARTIR DE MODELOS HS Y UTI

( TASA DE VARIACION )

Dicho modelo genera una previsión de empleo en Agricultura y Pesca en 1996 de 1.112.000 personas, lo que implicaría una caída del 29% con respecto a 1986. Por comparación, entre 1959 y 1968 el empleo en este sector disminuyó un 22.3%, mientras que entre 1968 y 1977 se registró un descenso del 34.6% y entre 1977 y 1985 la disminución fué del 24%.

Que esta siendo confirmada en resultados preliminares sobre correlaciones entre ocupación por sectores.

3. PREVISIONES DE POBLACION

La composición de la población española en 1986, por edades, era la siguiente:

mientras que, para 1996, se dispone de las siguientes previsiones :

donde puede verse que el grupo de edades 25 a 39 aumenta sensiblemente su importancia dentro del total poblacional. La población "potencialmente activa", es decir, aquellos de 16 a 64 años, aumentarán en casi 3 millones, a pesar de lo cual, su importancia en el total poblacional disminuirá de un 82.8% a un 80.7%. Ello refleja el envejecimiento previsto para la población española, y que en 1996 ya empezará a ser apreciable.

Ver "Evolución y Predicción de la Población Española" por J. del Hoyo y A. García Ferrer, documento FEDEA.

4. - PREVISIONES DE LAS TASAS DE PARTICIPACION

Los modelos estimados para las tasas de participación de los grupos de edad 16 a 24 años, 25 a 39, 40 a 49 y 50 a 65, aparecen en el Apéndice. Las series de las tasas de participación de cada grupo fueron construidas promediando los cuatro trimestres de la EPA para obtener un dato anual. Como la EPA proporciona información desagregada acerca de las personas de 25 a 29, 30 a 34 y 35 a 39 años, las tasas correspondientes a estos tres subgrupos fueron promediados para obtener la tasa correspondiente al grupo de 25 a 39 años. Al calcular dichos promedios se utilizaron como ponderaciones los pesos relativos de cada uno de los subgrupos de edad dentro de la población de 25 a 39 años. Se procedió de manera análoga para los otros grupos considerados. Todos ellos necesitaron una doble diferencia para transformar la serie en estacionaria. Excepto el segundo grupo, todas las tasas aparecen bien representadas por un modelo de media móvil de primer orden, que tiende a compensar parcilamente una de las diferencias.

Las tasas de participación de las personas de 16 a 24 años y de 50 a 65 requirieron un análisis de intervención, por tener observaciones atípicas que alteraban la estructura estocástica de la serie. Así, se estimó que la tasa de participación de las personas de 16 a 24 años sufrió un incremento permanente del 4.1% en 1977, mientras que la tasa de las personas de 50 a 65 años experimentó una caída temporal del 6.14% en 1983.

Las previsiones de las tasas de participación, comparadas con sus valores de 1986, son:

No se obtuvo previsión de la tasa de participación de mayores de 65 años por exceder la edad legal de jubilación, a pesar de que, como muestra la tabla anterior, este grupo ha registrado una participación del 48% en 1986.

La Figura 4 muestra la evolución de las tasas de participación de los 4 grupos, junto con las previsiones obtenidas. Como puede verse, la tasa correspondiente a las personas entre 25 y 39 años experimentará un notable incremento. Ello es justificable, puesto que otros estudios muestran que es en este tramo de edades donde se ha producido y seguirá registrándose el incremento en la incorporación de la mujer al mercado de trabajo.

Veáse: "Características y predicciones de la participación femenina" por M. Fé García Camacho y A. Novales, documento FEDEA 88-03.

Figura 4

5. PREVISIONES DE POBLACION ACTIVA

Volviendo a las tablas que contienen las previsiones de población y tasas de participación por grupos de edades para 1996, se obtiene facilmente que la previsión de la Población Activa para dicho año es como sigue:

POBLACION ACTIVA Composición por edades

Como puede verse, se preve que, a nivel agregado, la población activa crezca un 18% entre 1986 y 1996. Asimismo, mientras desciende la importancia relativa de jóvenes y mayores en la Población Activa, casi la mitad de la misma estará constituida en 1996 por personas entre 25 a 39 años de edad.

Multiplicando las dos previsiones citadas

6. NECESIDADES DE CREACION DE EMPLEO

Llevando la cifra de 16.220.000 activos previstos en 1996 a la expresión que antes obtuvi-mos para los ocupados fuera de la agricultura, se tiene:

\[\mathrm{OFA} = (1 - \pi) 1 6 2 2 0 - \mathrm{OA}\]

AÑO 1996

cuya última columna ha sido obtenida restando de la cifra OFA prevista para 1996 la cifra media de oucpados fuera del sector agrícola durante 1986, 9.079.675 personas, y dividiendo por los 10 años del intervalo 1986-1996.

Estos resultados puede compararse con los que se obtendrían si se utilizas en las sendas previstas para la Ocupación en Agricultura y Pesca que desechamos en la Sección 1. Una de ellas, que denominaremos "alta" llevaba a cabo un análisis de intervención en el dato de 1986, y conducía a una previsión de empleo en 1996 de 1.567.000 personas. La segunda, que denominaremos "baja" utilizaba un modelo autoregresivo para la segunda diferencia de la tasa, sin análisis de intervención, y generaba una previsión de empleo en 1996 de 894.000 personas.

Los resultados para estos dos casos, son:

AÑO 1996

que, como es lógico, representan dos caso alrededor del que discutimos antes. Sin embargo, puede verse que a pesar de las notables diferencias en la previsión del empleo agrícola entre los tres casos, las diferencias entre las necesidades de creación de empleo no son dramáticas.

Las fuertes necesidades de creación constante de empleo que serían precisas para disminuir la tasa de paro vienen producidas, de un lado por el importante desempleo existente en 1986, y de otra, por el incremento en participación de las personas en el tramo intermedio de edades, 25 a 39 años. Ello ocurre a pesar de que el ritmo de envejecimiento de la población española juega a favor de disminuir el número de activos y, con ello, la tasa de paro. De hecho, ya vimos antes que la Población Activa aumentará en casi 3 millones de personas en el período 1986-1996 .

Si se lleva a cabo un ejercicio similar para el año 1991, se tienen los siguientes resultados.

Año 1991

y utilizando la cifra prevista de 15.407.000 activos y de 1.388.000 ocupados en agricultura y Pesca , se tiene la siguiente tabla:

Veáse del Hoyo y García Ferrer, (1988).

A pesar de que, lamentablemente, el cambio de criterios en la EPA hará difícil el seguimiento de esta previsión.

Que es la cifra que corresponde a la previsión 1.112.000 ocupados en 1996.

AÑO 1991

Claramente, la resolución del problema del paro en un horizonte de 5 años sería mucho más costoso que su resolución con un horizonte de 10 años. (ver Figura 5)

Estos resultados deben interpretarse como una primera aproximación, pues incorporaron varias limitaciones:

1) No se tienen en cuenta explícitamente las correlaciones entre el empleo dentro y fuera del sector agrícola, y la evidencia empírica sugiere que estas correlaciones son importantes. Aunque de alguna forma se han tenido en cuenta implicitamente a la hora de predecir la evolución del empleo agrícola.

2) No se ha incorporado el efecto que sobre el empleo tiene el ritmo de actividad productiva de cada sector. Así, en vez de preguntarse por las cifras netas de creación de empleo, podríamos cuestionarnes acerca del ritmo de crecimiento productivo que es preciso alcanzar en cada sector para conseguir reducir el paro a un cierto nivel.

3) Dada la reciente evolución de la tasa de participación femenina, hubiera sido preferable disponer de previsiones de población desagregados por sexos.

APENDICE

La serie de ocupación en Agricultura y Pesca, contruída del modo descrito en la Sección 2 fue representada por el modelo:

(.12)

con una desviación típica: . Aparecen dos valores atípicos uno, de magnitud en 1983, y otro, de magnitud en 1986. Las posibles interpretaciones de este último se han discutido en la Sección 2. Si se opta por no intervenir este valor, no aparece ninguna otra anomalía digna de mención. La segunda posibilidad mencionada en el texto para la representación de esta serie consiste en llevar a cabo un análisis de intervención del dato de . Con ello se reduce en buena medida la varianza de la serie, por lo que otros datos se revelan ahora como atípicos. El modelo estimado fue, en este caso:

(.006) (.006) (.004) (.008)

Ya manifestamos en el texto del artículo nuestra opinión en contra de esta interpretación, y a favor de la anterior.

\[\hat {\sigma} _ {t} = . 7 7 \%\]

y aún quedan valores atípicos en 1962 (de magnitud - 3 ) y en 1976 (de magnitud -2.2 ). Los residuos de ambos modelos se muestran en la Figura 6.

Los modelos univariantes estimados para las tasas de participación por grupos de edad fueron:

\[\ln \mathrm{TP} _ {1 t} = . 0 4 1 \xi_ {t} ^ {s, 7 7} + N _ {t} \quad \overline {{a}} = -. 0 0 3 6 (. 0 0 3 2)\]

\[\nabla^ {2} N _ {t} = (1 -. 6 9 B) a _ {t} (. 1 4)\]

\[\hat {\sigma} _ {a} = 1. 6 4 \%\]

\[\nabla^ {2} \ln \mathrm{TP} _ {2 t} = \frac {1}{1 - . 0 6 \mathrm{B} + . 3 7 \mathrm{B} ^ {2}}. a _ {t} \quad \begin{array}{l} \overline {{a}} = . 0 0 1 0 (. 0 0 1 7) \\ \hat {\sigma} _ {a} = . 7 6 \% \end{array}\]

\[\nabla^ {2} \ln \mathrm{TP} _ {3 t} = (1 -. 3 3 \mathrm{B}) a _ {t} (\cdot 1 9)\tag{.0032}\]

\[\hat {\sigma} _ {a} = . 8 9 \%\]

\[\nabla^ {2} \ln \mathrm{TP} _ {4 t} = -. 0 6 1 4 \xi_ {t} ^ {I, 8 3} + N _ {t} (. 0 0 2 7)\]

\[\overline {{a}} = -. 0 0 1 2 (. 0 0 1 7)\]

\[\nabla^ {2} \quad N _ {t} = \frac {1}{\substack{1 - .078B + .36B_{2}\\ (.20) (.17)}} a _ {t} \quad \hat {\sigma} _ {a} = .75\%\]

donde TP , i= 1,..., 4 denotan las tasas de participación de los grupos de 16 a 24 años de edad, 25 a 39 años, 40 a 49 años y 50 a 65 años, respecti-

vamente .

Tan sólo la tasa de participación de los más jóvenes precisó de un análisis de intervención, estimando un incremento permanente en la media de dicha variable, del 4.1% a partir de 1977.

Valores Atípicos

Excepto para las personas de 25 a 39 años, las tasa de participación cayeron en 1975, coincidiendo con el comienzo de un período conflictivo y de caídas del empleo y la producción. La evidencia sugiere que dicho efecto fue permanente, aunque decidimos no extraerlo de las series por no ser preciso para llevar a cabo el análisis de previsión de las mismas.

Estas tasas fueron construidas del modo que se describe en la Sección 2: Medias ponderadas de las correspondientes a los subgrupos de edad formados por intervalos de 5 años, con ponderaciones igual a su importancia relativa dentro del grupo.