LA EVOLUCION DEL EMPLEO EN

ESPAÑA 1966-1985: UN ANALISIS

DE DESEQUILIBRIO

Luis Servén

Documento 88-13

1. INTRODUCCION

Desde principios de los años 80 la economía

española registra una de las tasas de paro más

elevadas del mundo industrializado. A la vista de

la moderada evolución de la población activa 1975-

85, la causa de esas espectaculares cifras de

desempleo debe buscarse en el drástico descenso

del número de ocupados desde finales de los 70.

Entre 1975 y 1985, el empleo total en la economía

española descendió casi un 20%, lo que supone la

destrucción de dos millones y medio de puestos de

trabajo. Solamente en 1986-87 se ha interrumpido

la caída del empleo, pero el mayor dinamismo de la

población activa en esos dos años ha hecho que la

creación de nuevos puestos de trabajo haya sido

insuficiente hasta el momento para reducir signi-

ficativamente la tasa de paro.

El análisis sectorial de la evolución del empleo durante el período 1966-85 muestra que sólo se registró creación neta de puestos de trabajo en el sector servicios, y ello debido en buena medida a la creación de empleo público. La agricultura mantuvo su tendencia secular a la expulsión de trabajadores, aunque el ritmo de ésta registró una cierta moderación desde 1980. En la industria y en la construcción, la destrucción de empleo comenzó en la segunda mitad de los años 70, y a fines de 1985 había conducido a la eliminación de alrededor de un millón y medio de puestos de trabajo.

La caída del empleo en la última década resulta insólita tanto por su magnitud como por su persistencia. El análisis de sus causas ha atraído la atención de numerosos trabajos empíricos, orientados a la evolución de los diferentes factores que pueden haber contribuido al fenómeno. Entre éstos, un elemento de capital importancia es la evolución de los salarios reales, que registraron un fuerte crecimiento en los últimos veinte años. Aunque las deficiencias de la información salarial española hacen difícil determinar con precisión la magnitud de ese aumento, si cabe afirmar que en 1965-85 se situó al menos en torno al 100%.

A esta elevación de los salarios reales se sumó el encarecimiento de las materias primas - en particular, la energía- en los años 70, que también debió tener consecuencias apreciables sobre el empleo a través de la reducción de la rentabilidad de las empresas.

Sin embargo, existen algunos detalles que hacen dudar de la validez de los estudios que fundamentan la caída del empleo exclusivamente en la evolución de los precios relativos . En particular, la destrucción de empleo no agrícola comienza a producirse en 1977-78 -mientras las alzas salariales se concentran en los años precedentes-, y adquiere especial virulencia a partir de 1979, cuando los salarios reales muestran una evolución más moderada.

Ese desfase puede justificarse por la existencia de importantes costes asociados al ajuste de plantillas, y por el mantenimiento de expectativas inelásticas por parte de los empleadores sobre la evolución futura de los precios relativos (Sebastián y Servén (1987)). Esos factores podrían

Una revisión crítica de estos trabajos, así como de otros a los que nos referimos más adelante, se puede encontrar en Dolado (1988).

Una explicación complementaria, que investigaremos en este trabajo, subraya los efectos del cambio del contexto económico nacional e internacional a fines de los 70. A partir de 1978, las autoridades económicas españolas emprenden una activa política antiinflacionista, que se mantendrá con algunos altibajos hasta el presente. Paralelamente, la actividad mundial registra una notable desaceleración a principios de los 80, se generalizan las políticas monetarias de signo restrictivo, y los tipos de interés reales -que en España habían venido siendo negativos ex-post hasta 1979- se elevan de forma persistente.

La consiguiente desaceleración de la demanda agregada en los 80 ha podido desempeñar un papel crucial en la caída del empleo . A pesar de la mayor moderación salarial, muchas empresas podrían haberse visto restringidas en sus decisiones de producción y empleo por la debilidad de la demanda. No hace falta subrayar las implicaciones de tal situación para la política económica, ya que en ese caso las recomendaciones de moderación salarial deberían pasar a segundo plano para dejar paso a un relanzamiento de la demanda agregada.

Como muestran Sebastián y Servén, ese proceso se habría visto facilitado por la brusca elevación de los tipos de interés reales a principios de los 80, que habría impedido a las empresas seguir financiando sus pérdidas corrientes a bajo coste en espera de tiempos mejores.

Esta suposición se ve confirmada, para el caso del sector industrial, por los resultados de Dolado, Malo y Zabalza (1986) y Servén (1986), que utilizan marcos teóricos de competencia monopolística y de desequilibrio, respectivamente.

2. UN MODELO DE DESEQUILIBRIO

2.1. El marco teórico

El modelo que presentamos en esta sección se basa en la agregación de micromercados en desequilibrio. Como sus fundamentos teóricos son bien conocidos (Muellbauer (1978), Gourieroux, Laffont y Monfort (1984), Lambert (1987)) aquí nos limitaremos a discutir sucintamente algunas de sus principales características.

El enfoque parte de la existencia de N distintos micromercados (o empresas), donde N es un número suficientemente grande. Debido a la imperfecta flexibilidad de los precios, en cada uno de los mercados la oferta y la demanda ex-ante pueden no ser iguales, en cuyo caso las transacciones efectivamente realizadas vendrán determinadas por el "lado corto" del mercado. Así pues, en el i-ésimo mercado (i=1,...,N)

\[\mathrm{Y} _ {\text { it }} = \min \left\{\mathrm{d} _ {\text { it }}, \mathrm{s} _ {\text { it }} \right\}\]

donde t es un subíndice temporal, y representa las ventas efectivamente observadas, s es la oferta y d la demanda. Sumando sobre los N micromercados, y definiendo las transacciones agregadas

\[Y _ {t} = \sum_ {i} ^ {N} \min \left\{d _ {i t}, s _ {i t} \right\}\]

Si el número de micromercados es suficientemente grande, y suponiendo que en el límite y siguen una distribución conjunta con función de densidad (.,.) entonces la expresión anterior se puede reescribir como

\[\mathrm{Y} _ {\mathrm{t}} = \mathrm{E} _ {\mathrm{t}} \min \{\mathrm{d}, \mathrm{s} \}\tag{1}\]

donde representa la esperanza matemática calculada a partir de la función de densidad . Es importante recordar que

\[\mathrm{E} _ {t} \min \{d, s \} \leq \min \left\{\mathrm{E} _ {t} d, \mathrm{E} _ {t} s \right\}\]

de modo que en general las ventas a nivel agregado son menores que el mínimo de la demanda y oferta agregadas, debido a la existencia de desajustes entre demanda y oferta a nivel desagregado .

Asignando una forma funcional específica a la función de densidad (.,.) se puede obtener una versión de (1) apropiada para el trabajo empírico. En particular, si suponemos que:

\[\begin{array}{r c l} \mathrm {d_ {it}} & = & \mathrm {D_ {t}} \quad \mathrm {U_ {it}} \\ \mathrm {s_ {it}} & = & \mathrm {S_ {t}} \quad \mathrm {V_ {it}} \end{array}\]

donde (U , V ) siguen una distribución lognormal conjunta con medías iguales a la unidad, entonces la ecuación (1) se puede aproximar (Lambert, (1987)) como

Esa es la principal característica que distingue este tipo de modelos de los basados en una condición de mínimo a nivel agregado (véase, por ejemplo, Quandt (1982)). En estos últimos, las ventas a nivel agregado son por hipótesis iguales al mínimo de la oferta y demanda agregadas, lo cual implica que todos los subsectores económicos (por ejemplo, la siderurgia y la electrónica) tienen que hallarse simultáneamente en exceso de oferta o de demanda.

\[\mathrm{Y} _ {\mathrm{t}} = \left[ \begin{array}{l l} & \vartheta_ {\mathrm{t}} \\ & \mathrm{D} _ {\mathrm{t}} \end{array} + \begin{array}{l l} & \vartheta_ {\mathrm{t}} \\ \mathrm{S} _ {\mathrm{t}} \end{array} \right] ^ {1 / \vartheta_ {\mathrm{t}}}\tag{2}\]

donde es un parámetro negativo cuyo valor depende de las varianzas y covarianzas de U y V, y expresa el grado de desajuste entre oferta y demanda a nivel desagregado. A medida que se aproxima a 0, ese desajuste se hace más importante y se traduce en una mayor diferencai entre las ventas agregadas y el mínimo de la oferta y demanda agregadas. Cuando se acerca a menos infinito, las fricciones desaparecen y las ventas a nivel agregado se hacen iguales al mínimo de y . En el caso particular en que oferta y demanda agregada coinciden (es decir , por ejemplo), podemos calcular una medida de la pérdida friccional de output de la forma

\[\left(Q _ {t} - Y _ {t}\right) / Q _ {t} = 1 - 2 ^ {\left(1 / \vartheta_ {t}\right)}\tag{3}\]

Por parte, la proporción de micromercados en cada uno de los dos regímenes se puede expresar como

(4a)

\[\pi_ {\mathrm{Dt}} = \left(\mathrm{D} _ {\mathrm{t}} / \mathrm{Y} _ {\mathrm{t}}\right) ^ {\vartheta_ {\mathrm{t}}}\tag{4b}\]

\[\pi_ {S t} = \left(S _ {t} / Y _ {t}\right) ^ {\vartheta_ {t}}\]

donde obviamente . Se puede verificar fácilmente que la elasticidad de Y con respecto a cualquier variable x es una media ponderada de las elasticidades de D y S con respecto a esa misma variable, con ponderaciones iguales a y respectivamente.

2.2. Un modelo de la demanda de trabajo

Para aplicar el esquema anterior a la determinación del nivel de empleo, adoptaremos un marco similar al de Dréze y Sneesens (1986). Suponemos que la empresa representativa está caracterizada por una tecnología de rendimientos constantes a escala y de tipo putty-clay, de modo que ex-ante existe un cierto grado de sustituibilidad entre los factores productivos, cuyas proporciones quedan fijadas ex-post.

Si la empresa minimiza sus costes de producción esperados a largo plazo (sujeta a una restricción sobre el volumen de producción a largo plazo) entonces la elección óptima de capital y trabajo por unidad de producto se puede representar como (eliminando los subíndices para simplificar).

(5a)

\[(L / Y) ^ {*} = F (\underline {{w}})\tag{5b}\]

\[(K / Y) ^ {*} = G (\underline {{w}})\]

donde w es un vector de precios relativos de los factores a largo plazo.

Dado el stock de capital de la empresa, definimos su oferta potencial yp como el volumen de producción alcanzable con el captial existente:

\[\mathrm{yp} = \mathrm{K} / \mathrm{G}\tag{6}\]

Si la empresa es capaz de vender en el mercado toda su producción , entonces su demanda de trabajo se podrá expresar

\[\mathrm{L} = \mathrm{K} (\mathrm{F} / \mathrm{G}) \equiv \mathrm{Lp}\tag{7}\]

donde Lp es el nivel de empleo que definiremos como potencial o clásico. Por otra parte, si la debilidad de la demanda impide a la empresa vender su producción potencial, y si el nivel de empleo puede fijarse después de observar la demanda del producto, entonces la empresa ajustará su volumen de empleo hasta el nivel requerido para satisfacer esta última, de modo que la demanda de trabajo será

\[\mathrm{L} = \mathrm{yK} \quad \mathrm{F} \equiv \mathrm{Lk}\tag{8}\]

donde yK es la demanda del producto, y Lk el nivel de empleo al que nos referimos como empleo keynesiano. Si suponemos que el volumen de empleo viene dado por la demanda de trabajo , entonces (7) y (8) se pueden resumir

\[L = \min \{L p, L k \} = F \min \{y p, y k \}\]

Sumando sobre el total de empresas bajo los mismos supuestos del apartado anterior, tenemos finalmente

Conviene subrayar que a partir de aquí estamos identificando producción con ventas, bajo el supuesto implícito de que no existe acumulación de existencias. Sin ese supuesto, las decisiones de producción y empleo dependerían de la historia pasada de las ventas, y la aplicación empírica del modelo se vería enormemente dificultada. Con datos anuales, cabe esperar que esta simplificación no sea de gran trascendencia.

Es decir, suponemos que las empresas nunca se encuentran restringidas en el mercado de trabajo. Este supuesto tiene como único fin facilitar la manipulación empírica del modelo, y no parece contradictorio con la experiencia española de las dos últimas décadas.

\[\begin{array}{r l} \mathrm{L} & = \mathrm{F} (\underline {{w}}) [ y p + Y k ] ^ {\vartheta} 1 / \vartheta \\ & = \mathrm{F} (\underline {{w}}) [ (K / G (\underline {{w}})) + Y k ] ^ {\vartheta} 1 / \vartheta \end{array}\tag{9}\]

donde Yp representa la oferta potencial a nivel agregado, e Yk es la demanda agregada Keynesiana.

La ecuación (9) resume los determinantes del nivel de empleo en este modelo. Los precios relativos intervienen a través del requerimiento de trabajo por unidad de producto F, independientemente de cuál sea el régimen imperante. Para las empresas (o sectores) no restringidas por la demanda, el empleo depende también de los precios relativos a través del coeficiente capital/producto G, al igual que del stock de capital. Para las empresas restringidas, estos factores no son operativos, y son sustituidos por la demanda keynesiana. Finalmente, el parámetro ∅ determina, dadas la oferta potencial y la demanda keynesiana, la pérdida friccional de output y empleo.

Para utilizar empíricamente el modelo que acabamos de describir es preciso eliminar las variables latentes Yp e Yk. Con ese fin, si definimos KE como el stock de capital efectivamente utilizado -que será menor que el instalado, cuando el nivel de producción esté por debajo del potencial- entonces del carácter putty-clay de la tecnología se sigue que

Sin embargo, KE/K mide precisamente el grado de infrautilización de la capacidad instalada, para el cual sí existe una contrapartida observable. Si bien las medidas disponibles de esta variable presentan indudables sesgos , podemos suponer con algo más de generalidad que la relación entre ambas magnitudes es de la forma

\[\mathrm{KE} / \mathrm{K} = (\mathrm{cu} / \mathrm{cmax}) ^ {\beta}\tag{10}\]

donde cu es el porcentaje de capacidad utilizada, cumax es el valor máximo de la misma, y β es un parámetro (positivo) a estimar. De (5b) y (10) tenemos que

\[\mathrm{K} / \mathrm{Y} = \mathrm{G} (\underline {{\mathrm{w}}}) (\mathrm{cu} / \mathrm{cumax}) ^ {- \beta}\tag{11}\]

que es una ecuación en términos de observables, a partir de la cual se pueden estimar conjuntamente la función G(.) y el coeficiente β.

Para identificar la demanda keynesiana Yk utilizamos un procedimiento algo más complicado. A partir de (5a), (9) y (11), tenemos que

\[\mathrm{Y} = \left[ \begin{array}{l l l} \mathrm{Y} (\text {cumax / cu}) ^ {\beta}) & + & \mathrm{Yk} \end{array} \right] ^ {1 / \vartheta}\]

Debido en particular a que la capacidad ociosa puede estarlo precisamente porque la configuración de precios relativos no hace rentable su utilización, y no a causa de la insuficiencia de la producción. Por tanto, las cifras de capacidad infrautilizada proporcionan una medida sesgada al alza de la brecha entre producción observada y potencial. Como luego veremos, este problema no parece afectar gravemente a nuestros resultados.

de modo que

\[\mathrm{Yk} = \mathrm{Y} [ 1 - (\text { c u m a x } / \mathrm{cu}) ] ^ {\beta \vartheta 1 / \vartheta}\tag{12}\]

Sin embargo, es a su vez función de una serie de variables que determinan el grado de desajuste entre oferta y demanda en los distintos micromercados. Suponiendo que esa función es lineal, de la forma (donde es un vector de parámetros a estimar), y suponiendo también que Yk es de la forma Yk = U (donde tiene la misma interpretación que , y U es una perturbación lognormal), podemos escribir

\[\mathrm{x} _ {\vartheta} \Gamma \beta - (1 / \mathrm{x} _ {\vartheta} \Gamma) \tag {13}\]

que es nuevamente una ecuación en términos de observables. A partir de (13) podemos estimar simultáneamente los determinantes de la demanda keynesiana y los del desajuste friccional entre oferta y demanda.

Finalmente, el modelo queda completo con la ecuación (5a), que permite estimar los determinantes de la productividad deseada del trabajo. Así pues, las ecuaciones (5a), (11) y (13) constituyen nuestro modelo empírico.

Es un trabajo basado en un marco teórico similar, Andrés et.al suponen que Yk/Y es también de la forma Acu , donde A es una constante y un parámetro positivo. Como indica la ecuación (15), ese supuesto es inconsistente si varía en el tiempo, ya que en ese caso la forma precisa de la relación Yk/Y y cu también tiene que variar en el tiempo.

3. RESULTADOS EMPIRICOS

El modelo se estima con datos anuales para el período 1966-85. Aunque se dispone de datos desde 1964, las dos primeras observaciones se pierden al introducir algo de estructura dinámica en las ecuaciones, y al utilizar variables desfasadas como instrumentos. Así pues, la escasez de grados de libertad obliga a interpretar los resultados empíricos como una primera aproximación.

La presumible endogeneidad de algunas de las variables explicativas del modelo (como los salarios reales en las ecuaciones de coeficientes técnicos, o los tipos de interés en la ecuación de output) obliga a utilizar un procedimiento de variables instrumentales (o, alternativamente, un procedimiento de máxima verosimilitud) para la estimación de los parámetros.

El procedimiento elegido fue el método generalizado de momentos (GMM) propuesto por Hansen (1982) y White (1982), que describimos sucintamente a continuación (limitándonos al caso uniecuacional para simplificar), y que se basa en la imposición empírica de las condiciones de ortogonalidad que se deducen de la especificación teórica del modelo.

Supongamos, por ejemplo, que la relación especificada es de la forma

\[y = f (x b) + u\]

donde u e y son vectores Tx1, x es una matriz TxK de variables explicativas, y b es un vector Kxl de parámetros a estimar. Si estamos dispuestos a suponer además que existen L (con L≥K) variables ortogonales a la perturbación u, entonces el estí- mador generalizado de momentos es la solución al problema

\[\begin{array}{l} \text { Min H(b) } = u ^ {\prime} Z W ^ {- 1} Z ^ {\prime} u \\ b \end{array}\]

donde Z es una matriz TxL cuyas columnas contienen las realizaciones de las variables instrumentales (supuestas ortogonales a la perturbación), y W es una matriz LxL definida positiva. El estimador eficiente se obtiene tomando W = E[Z'uu'Z], y viene dado por

\[b ^ {*} = \left[ (d f / d b) ^ {\prime} Z W ^ {- 1} Z ^ {\prime} (d f / d b) \right] ^ {- 1} (d f / d b) ^ {\prime} Z W ^ {- 1} Z ^ {\prime} y\]

y su matriz de covarianza es simplemente

\[\operatorname{Cov} \left(\mathrm{b} ^ {*}\right) = \left[ (\mathrm{df} / \mathrm{db}) ^ {\prime} Z W ^ {- 1} Z ^ {\prime} (\mathrm{df} / \mathrm{db}) \right] ^ {- 1}\]

En la práctica, W se sustituye por un estimador consistente, calculado a partir de un estimador preliminar (ineficiente) de b. Además, se puede demostrar que H(b*) se distribuye asintóticamente como una chi-cuadrado con L-K grados de libertad, lo que permite contrastar la validez de las L-K condiciones de ortogonalidad no utilizadas efectivamente en el cálculo de b* y proporciona por tanto un contraste de la correcta especificación del modelo.

La especificación dinámica finalmente elegida para las ecuaciones de coeficientes técnicos es el resultado de algunos experimentos preliminares. Aunque con datos anuales las relaciones debieran ser básicamente simultáneas, la existencia de efectos desfasados tampoco es descartable, especialmente en la ecuación de productividad del trabajo a causa de la existencia de costes de ajuste del empleo. Para el coeficiente capital/producto (11), se impuso una estructura de desfases del tipo Koyck. Utilizando una aproximación logarítmica, tenemos

\[\begin{array}{r l} \ln (K / Y) ^ {*} & = \text {constante} + \text {tendencia} \\ & + (1 - \mu) [ a _ {1} \ln w + a _ {2} \ln p m ] / (1 - \mu B) \end{array}\]

donde B es el operador de desfases, w es el salario real y pm es el precio de la energía (ambos en términos del coste del capital). Utilizando (11), resulta

de modo que los parámetros de la ecuación han de satisfacer una restricción no lineal.

La ecuación de productividad del trabajo (5a) exigió una estructura dinámica algo más complicada. La existencia de importantes costes de ajuste en el caso español hace suponer a priori que la productividad observada del trabajo debe ser fuertemente procíclica, y que el nivel de empleo debe presentar un alto grado de persistencia. Así pues, tanto el nivel de empleo desfasado como el de producto pueden ejercer efectos a corto plazo sobre la productividad. Por tanto, en lugar de imponer una especificación tan simple como la anterior, optamos por utilizar una versión menos restrictiva, del tipo

\[\begin{array}{l} \ln (\mathrm{L} / \mathrm{Y}) = \text {constante} + \text {tendencia} \\ + \delta \ln (\mathrm{L} / \mathrm{Y}) _ {- 1} + (1 - \delta) [ b _ {1} \ln w + b _ {2} \ln p m) \\ + C (B) \ln Y + D (B) \ln L _ {- 1} \end{array} \tag {15}\]

donde C(B) y D(B) son polinomios de desfases tales que C(1) = D(1) = 0, de modo que su efecto desapa-rece en el largo plazo.

Aunque el modelo está formado por tres ecuaciones simultáneas ((13), (14) y (15)), la no linealidad de la ecuación (13), la existencia de una restricción entre los parámetros de (13) y (14), y la presencia de restricciones no líneas en la ecuación (14) hacen enormemente complicado el cálculo de un estimador completamente simultáneo. A la vista de esas dificultades numéricas, se optó por utilizar un procedimiento de estimación en dos etapas. En primer lugar, se estiman conjuntamente las ecuaciones de productividad del trabajo y del capital (14) y (15). A continuación se estima la ecuación (13), fijando el exponente de la variable cu en esta ecuación en el valor obtenido de la estimación de (14). Al suponer implícitamente que el término de error de la ecuación (13) es ortogonal a los de las otras ecuaciones, y al no estimar el coeficiente de la variable cu en (13) (bajo la restricción de igualdad con valor obtenido en (14)), este procedimiento conlleva una cierta pérdida de eficiencia, a cambio de facilitar sustancialmente los cálculos numéricos. En todo caso, por medio de experimentos números se comprobó que los resultados de la ecuación (13) son robustos ante cambios en el valor impuesto para ese parámetro .

Como parece lógico esperar a la vista de la ecuación (13), variaciones de ese coeficiente afectan casi exclusivamente a la escala (y no al

Los resultados de la estimación simultánea de las ecuaciones (14) y (15) aparecen en el Cuadro 1. Se puede observar que todos los parámetros están bien determinados y poseen los signos teóricamente correctos. No existen síntomas preocupantes de autocorrelación de los residuos, aunque la ecuación de productividad del trabajo presenta cierta autocorrelación de segundo orden que re

signo) de los parámetros del desequilibrio friccional θ.

Los instrumentos básicos eran los valores contemporáneo y desfasado del stock de capital y la producción mundial; dos desfases del salario real, el precio relativo de la energía, la capacidad utilizada, el tipo de cambio real, y el empleo; y el valor desfasado del PIB.

CUADRO 1

Resultados de la estimacion simultánea de las ecuaciones de coeficientes técnicos (1966-1985)

Relación capital/producto

(9.47) (5.31) (9.51) -.378 (5.31) (- - - ) +.755 (28.84)

Relacion trabajo/producto

\[\begin{array}{r l} \ln (L / Y) _ {t} & = \text { cst } -. 0 2 0 t +. 0 2 8 \ln p m _ {t - 1} -. 1 7 1 \ln w _ {t} \\ & \quad (5. 5 7) \quad (5. 0 2) \quad (8. 3 5) \\ & +. 3 0 4 [ \ln (L _ {t - 1} / L _ {t - 2}) - \ln (Y _ {t} / Y _ {t - 1}) ] \\ & \quad (2. 2 7) \\ & +. 4 6 8 \ln (L / Y) _ {t - 1} \\ & \quad (6. 0 6) \\ & \bar {R} ^ {2} = . 9 9 9 h = -. 1 1 Q (4) = 5. 6 5 \end{array}\]

Restricciones de sobreidentificación:

Nota: w y pm son los precios relativos del trabajo y la energía en términos del precio de los bienes de capital. Q(.) es el estadístico de Box-Pierce, con el número de grados de libertad entre paréntesis; h es el estadístico de Durbin. Los estadísticos t que aparecen bajo los coeficientes siguen siendo válidos en presencia de heterocedasticidad condicional.

sultó resistente ante especificaciones dinámicas alternativas.

La ecuación de productividad del capital (14) parece admitir la sencilla especificación dinámica supuesta. La relación producto/capital deseada depende de una tendencia que recoge el progreso técnico, y del coste relativo del trabajo y la energía en términos del coste del capital, representado aquí por el precio de los bienes de equipo, ya que los experimentos con tipos de interés real resultaron infructuosos. El coeficiente de la variable desfasada se situa en torno a .7, valor similar al obtenido por Andrés et.al. (1988) para la relación capital/trabajo. La elasticidad a largo plazo con respecto al coste relativo del trabajo es de .47, y con respecto al coste de la energía es de .12. El progreso técnico eleva la productividad del capital a un ritmo de un 2% anual, aproximadamente. La hipótesis de que el grado de utilización de la capacidad aparezca con el mismo coeficiente a corto y a largo plazo se acepta con facilidad (X²(1) = 0.4). El valor estimado del coeficiente es de -.38, también similar al obtenido por Andrés et.al. para la relación capital/trabajo¹¹.

La relación trabajo/producto muestra una estructura dinámica compleja. A largo plazo, depende sólamente de los precios relativos y el progreso técnico (representado por una tendencia), pero a corto plazo se ve afectada también por el ritmo de variación del producto y el ritmo de variación del empleo desfasado. Con la especificación del Cuadro 1, la elasticidad a corto plazo del empleo con respecto al volumen de producción es aproximadamente .7. A largo plazo, la elasticidad respecto al coste relativo del trabajo es de .3, y respecto al coste de la energía es .05. El progreso técnico eleva la productividad del trabajo a un ritmo cercano al 4% anual.

Naturalmente, una razón para esperar un coeficiente menor que la unidad es el hecho de que las cifras de infrautilización se refieren solamente a la industria, mientras aquí tratamos con el producto agregado. La otra razón serían los sesgos implícitos en esa variable, a los cuales ya hicimos referencia.

En la última línea del cuadro se presenta el estadístico del contraste de ortogonalidad entre residuos e instrumentos, que bajo la hipótesis nula se distribuye como una chí-cuadrado con 8 grados de libertad. El valor calculado fue de 8.88, con lo que la hipótesis no puede ser rechazada.

Con el valor obtenido para el coeficiente del grado de utilización de la capacidad en la ecuación (14), se estima en la segunda etapa la ecuación (13), que permite identificar simultáneamente los determinantes de la demanda keynesiana y del desajuste friccional θ.

Los resultados de la estimación aparecen en el Cuadro 2. El ajuste es satisfactorío, y no se detectan síntomas de autocorrelación residual. Sin embargo, hay que insistir en que tanto los valores estimados para los parámetros como sus errores estándar son condicionales en el valor supuesto para el citado coeficiente.

Por lo que respecta a los determinantes de la demanda keynesiana, la especificación final es muy sencilla, resultado que también obtienen en un contexto similar Bean y Gavosto (1988). La demanda resulta depender del tipo de interés real, el

\[\begin{array}{r l} \ln y _ {t} & = \text {cst} +. 1 0 9 3 (. 5 \ln y _ {t} ^ {*} +. 5 \ln y _ {t - 1} ^ {*}) -. 9 9 0 r r _ {t} \\ & \quad (1 4. 5 4) \quad (1 6. 0 6) \\ & +. 4 0 4 (. 2 5 \ln e _ {t} +. 7 5 \ln e _ {t - 1} +. 0 3 3 \ln G _ {t} \\ & \quad (6. 2 0) \quad (2. 4 7) \\ & - (1 / \vartheta_ {t}) \ln [ 1 - (\text {cumax/cu}) ^ {. 3 7 8} \vartheta_ {t} ] \end{array}\]

donde (3.78) (1.81) (3.67)

D.W. = 2.00

Q(4) = 3.89

Restricciones de sobreidentificación:

Nota: y* es el índice de producción mundial, rr es el tipo de interés real (ex-post), e es el tipo de cambio real (ep*/p), G es el gasto público en términos reales, wdisp es el coeficiente de variación de los salarios entre ramas industriales, y lquiebra es el logarítmo del volumen de quiebras en términos reales. Los estadísticos t siguen siendo válidos en presencia de heterocedasticidad condicional.

gasto público, el tipo de cambio real y el nivel de actividad exterior. Todas las variables aparecen con los signos esperados, si bien destaca el reducido papel del gasto público en términos reales. Los efectos de las dos variables exteriores se producen con un cierto desfase, especialmente y como parece intuitivamente lógico- en el caso del tipo de cambio real, en el cual el 75% del impacto solo aparece después de un período.

Los intentos de recoger los posibles efectos del racionamiento del crédito -especialmente en la primera parte de la muestra- mediante algún agregado monetario resultaron infructuosos, debido a su fuerte colinealidad con el tipo de interés real y el tipo de cambio real. La alternativa de permitir un cambio del coeficiente del tipo de interés real a partir de 1979-80 (cuando el racionamiento aparentemente deja de transmitirse por la vía de las cantidades) tampoco prosperó, seguramente a causa de lo reducido de la muestra. Así pues, es posible que el tipo de interés real, cuyo coeficiente es altamente significativo, esté aproximando también efectos de racionamiento cuantitativo.

Para explicar el desajuste friccional entre oferta potencial y demanda keynesiana utilizamos una constante más dos variables que representan formas distintas de "mismatch": el logaritmo de las quiebras en términos reales, y una medida de la dispersión salarial interindustrial. La hipótesis de partida sería que tanto un aumento de las quiebras como un aumento de la concentración salarial elevan el desequilibrio friccional entre oferta y demanda. Los resultados del Cuadro 2 apuntan en ese sentido, aunque la variable de dispersión salarial sólo resulta marginalmente significativa.

El contraste de ortogonalidad entre instrumentos y residuos aparece también en la última línea del cuadro. El valor calculado fue de 9.57 para una chi-cuadrado con 6 grados de libertad, por lo que no se puede rechazar la hipótesis nula de validez de los instrumentos.

A partir de los valores estimados para los distintos parámetros del modelo, podemos calcular valores estimados para la demanda keynesiana y la oferta potencial. Estos aparecen en el Cuadro 3 junto con el PIB en términos reales.

A la vista del Cuadro 3 puede dividirse el período muestral en distintos subperiodos. Hasta 1971 se alternan las fases de exceso de demanda y de oferta, con éste último dominando los años 1967-69. A partir de 1971, la economía atraviesa un período de exceso de demanda que comprende los años 1972-74, con la producción observada muy cerca de la potencial. En 1975-76 vuelve a dominar el régimen de exceso de oferta, en un marco de recesión mundial. La situación se invierte en 1977, para dar paso después a una fase de exceso de oferta que se mantiene ininterrumpidamente hasta 1985. Cabe destacar que la divergencia entre oferta potencial y demanda keynesiana se hace progresivamente mayor en este último período (con la excepción de 1982, en que cae ligeramente), hasta alcanzar un 4.7% en 1985 .

Esta distribución de regímenes es idéntica a la obtenida por Andrés et.al. En el trabajo citado, los años 1966-71 corresponden al régimen de inflación reprimida, que no hemos considerado aquí. Por otra parte, Servén (1986) alcanza conclusiones similares estímando un modelo de desequilibrio con datos de la industria española.

CUADRO 3 Valores estimados de la demanda keynesiana y del producto potencial (Billones de pesetas de 1970)

A partir de estas cifras, y como se discutió

anteriormente, es posible calcular las proporcio-

nes del total de empresas que se hallan en situa-

ciones de exceso de oferta y demanda respectiva-

mente en cada uno de los años considerados. Los

resultados aparecen en el Cuadro 4, junto con el

valor estimado del desequilibrio friccional entre

oferta y demanda agregada (expresado en porcenta-

je, de acuerdo con la ecuación (3)). Las propor-

ciones de los regímenes siguen el patrón ya comen-

tado, con el régimen clásico dominando de forma

abrumadora en 1972 y, especialmente, 1973, y el

keynesiano alcanzando su máxima participación en

1984-85.

Por su parte, el desajuste friccional entre

oferta y demanda agregadas, que también aparece en

el Cuadro 4, viene a suponer entre un 1.5 y un

3.8% del PIB, según los distintos períodos. En su

evolución temporal destaca el persistente aumento

de nivel que se registra entre 1977 y 1982, años

en los que se mantiene por encima del 2.7% de

forma ininterrumpida, para decrecer después gra-

dualmente. Los valores máximos corresponden a

1978-79, cuando tanto las quiebras como la concen-

tración salarial muestran un importante ascenso.

Para concluir, subrayamos que, de acuerdo

con nuestros resultados, la situación al final del

período de análisis es exceso de oferta generali-

zado. Esto parece sugerir que un relanzamiento de

la demanda agregada podría dar lugar a un sustan-

cial aumento del nivel de actividad y también -con

algún retraso- del empleo. Sin embargo, los resul-

tados del Cuadro 3 también cifran la divergencia

entre oferta potencial y demanda keynesiana en un

4.7% aproximadamente en 1985. Por tanto, dados los

precios relativos y el stock de capital existentes en 1985, una expansión de la demanda agregada en cuantía superior a esa cifra haría pasar a muchas empresas al régimen clásico. Dicho de otro modo, la regulación de la demanda agregada no podría por sí sola dar lugar a un incremento del producto y el empleo agregados muy superior al 4%. Con una tasa de paro superior al 20%, la economía española tendría todavía un largo camino por recorrer antes de aproximarse al pleno empleo. Así pues, nuestros resultados indican que en 1985 la economía se encontraba en una situación que podríamos definir como "localmente keynesiana".

CUADRO 4 Proporciones de los diferentes regímenes y pérdida friccional de output

Nota: la pérdida friccional de output se calcula como en la ecuación (3).

Desde el punto de vista de la política macroeconómica, también puede concluirse que un relanzamiento de la demanda agregada tendría efectos sustanciales sobre el nivel de actividad y empleo si consiguiese afectar especialmente a la inversión productiva, ya que por esa vía tanto la demanda como la oferta potencial de la economía podrían acercarse a niveles más próximos al pleno empleo .

Recordemos que en 1986-87 se produjo una significativa elevación del ritmo de crecimiento del producto y empleo, acompañada de un espectacular crecimiento de la inversión privada. La falta de datos completos para esos años nos impide comprobar hasta qué punto las conclusiones del texto mantienen su validez.

4. CONCLUSIONES

Una de las características más sobresalien-

tes de la economía española en la última década ha

sido la caída del nivel de empleo, que alcanza

niveles espectaculares tanto por su magnitud como

por su persistencia. De hecho, esta última pone en

cuestión la validez de los análisis que explican

la evolución de la demanda de trabajo a partir

exclusivamente de los precios relativos de los

factores, ya que la destrucción de empleo cobró

especial virulencia precisamente cuando los sala-

rios reales mostraban una evolución más moderada.

Ese aparente desfase temporal puede justifi-

carse por la existencia de importantes costes de

ajuste de plantillas y de errores en la aprecia-

ción del grado de persistencia de las alzas sala-

riales por parte de los empleadores. Sin embargo,

en este artículo hemos adoptado un enfoque dife-

rente, basado en el posible papel de las restric-

ciones de demanda como límite efectivo a las deci-

siones de contratación de las empresas.

Partiendo de un marco teórico de desequili-

brio que permite la actuación simultánea de los

precios relativos y de las condiciones de demanda

efectiva en la determinación del nivel de producto

y empleo agregados, hemos tratado de identificar

empíricamente el peso específico de cada uno de

estos factores en el proceso de destrucción de

empleo en España. Obviamente, el interés de este

ejercicio no es meramente académico, ya que la

elección de las medidas de política económica más

idóneas para reducir el paro en España depende crucialmente de las causas de éste. Así, un relanzamiento de la demanda podría estar indicado en una situación de paro keynesiano, pero no en una situación en que el excesivo nivel de los salarios reales sea la causa fundamental del desempleo.

Los resultados empíricos -que no están exen- tos de problemas a causa de la escasez de observa- ciones y de la propia simplicidad del modelo uti- lizado- indican que la desaceleración de la dema- da a partir de 1978-79 ha jugado un importante papel en la evolución reciente del empleo, conclu- sión similar a la obtenida por Servén (1986) o Andrés et.al. (1988) a partir de modelos empíricos de desequilibrio. Mientras en los primeros 70 la demanda de trabajo parece venir determinada funda- mentalmente por los precios relativos y la capaci- dad instalada -con la demanda efectiva en muy segundo plano-, a partir de 1978 la situación se invierte, y el régimen dominante pasa a ser de tipo keynesiano, con la debilidad de la demanda restringiendo de forma significativa las decisiones de empleo de las empresas. Ello no impide, naturalmente, que la evolución de los salarios reales haya seguido incidiendo sobre aquéllas, aunque en esta última fase sus efectos se han transmitido básicamente por la vía de la sustitu- ción de trabajo.

Sin embargo, los resultados empíricos también permiten concluir que una política de relanzamiento de la demanda no acompañada por una expansión de la capacidad instalada o un descenso de los salarios reales no permitiría elevar sustancialmente el nivel de actividad y empleo. La discrepancia entre oferta potencial y demanda keynesiana se limita al final del período estudiado a unos cuatro puntos porcentuales, muy lejos de las cifras que permitirían absorber el ingente volumen de paro que registra la economía española. Para abordar esta tarea parece pues indispensable la combinación de medidas de estímulo dirigidas tanto a la oferta como a la demanda agregadas.

REFERENCIAS

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