UN MECANISMO DE SEGUIMIENTO DEL

MERCADO DE TRABAJO EN ESPAÑA

Belén Mateos

Alfonso Novales

Documento 89-07

CONTENIDO

I. Introducción

II. Resumen de las previsiones para el año 1989

III. Período de prueba: Resultados para el bienio 1987-1988.

IV. ¿Predicción por agregados o por componentes?

V. Previsiones para 1989

V.a. Previsiones de los principales agregados

V.a.1. Previsiones para el primer semestre de 1989, elaboradas a finales de 1988.

V.a.2. Previsiones para finales de 1989.

V.b. Previsión del empleo y su distribución sectorial.

Apéndice: características de las variables analizadas y modelos utilizados.

I. INTRODUCCION

Por una parte, el agregado considera, si

bien de un modo implícito y no totalmente

eficiente, las correlaciones entre sus distintos

componentes, haciéndolo generalmente preferable a

la agregación de previsiones de componentes,

excepto en el caso de ortogonalidad de los mismos.

Por otro lado, en ocasiones los componentes

reflejan numéricamente el resultado de procesos de

decisión que pudieran ser bien diferentes, en cuyo

caso su consideración por separado puede poseer

mayor riqueza informativa.

En el modelo del mercado de trabajo que

implicitamente mantenemos, el punto de partida lo

constituye la previsión del empleo. Aparte de su

La demanda de empleo no se localiza en trabajadores de un sexo determinado, por lo que la previsión del empleo a través de sus componentes masculino y femenino no debería dar mejor resultado que la previsión del empleo agregado directamente. En cuanto a la agregación del empleo sectorial, las correlaciones que parecen existir entre la ocupación en los distintos sectores en España hace que su consideración individualizada no sea, en general, eficiente; consecuentemente, la agregación de las previsiones de empleo sectorial tampoco deberían proporcionar una previsión de la ocupación agregada superior a la del modelo estimado para esta última variable.

Por el contrario, las decisiones de participación activa de hombres y mujeres obedecen a diferentes determinantes, por lo que su consideración individualizada y la posterior agregación de las previsiones podría dar un mejor resultado en el análisis de de la población activa agregada. Un argumento en sentido contrario surge

si se considera la posibilidad de correlaciones

significativas entre las poblaciones activas de

distinto sexo.

En lo relativo al análisis de la ocupación

por sectores, el punto de partida es el trabajo de

A. Treadway (1988) quien, tras homogenizar las

series trimestrales de ocupación sectorial para el

período (1964, I) - (1986, IV), estima modelos uni-

variantes para cada uno de los 15 sectores de

actividad considerados en su análisis. En este

trabajo hemos respetado la clasificación por áreas

de actividad del artículo citado, si bien la mayor

parte de los resultados que presentamos se han

obtenido para una desagregación en tan sólo 4

sectores: Agricultura y Pesca, Industria,

Construcción y Servicios. Hemos extendido el

intervalo muestral utilizado en la estimación de

los modelos hasta cubrir el periodo (1964, I) -

(1989, II). En general, no se han descubierto

importantes variaciones con respecto a los modelos

de Treadway (1988); los modelos que hemos estimado

se presentan en el Apéndice a este documento.

Para el análisis de los componentes

masculino y femenino de las distintas variables,

así como para los componentes asalariado y no

asalariado del empleo, hemos utilizado series

trimestrales para el intervalo (1976, IV) -

(1989, II), por no disponer de homogeneización con

respecto a los datos correspondientes a períodos

previos. Todos los resultados que en este informe

se muestran han sido obtenidos a partir de la

Ercuesta de la Población Activa (EPA), por lo que

las referencias a cifras de empleo y paro y, en

particular, nuestras previsiones, se refieren a

los datos que se recogen en dicha encuesta. Aunque las discrepancias con respecto a los datos del INEM se han reducido considerablemente en el pasado reciente, las cifras que en este trabajo se utilizan no son directamente comparables con las del registro del INEM.

II. RESUMEN DE LAS PREVISIONES PARA EL AÑO 1989

Esta Sección resume los resultados que, con un mayor detalle, se presentan en la Sección V. El resumen está destinado a los lectores que pretendan adquirir una rápida impresión de las previsiones que, acerca de la evolución del mercado de trabajo español, se derivan de nuestro modelo; aunque trata de ser autosuficiente, quienes deseen mayor información deben leer asimismo las secciones que siguen y, en particular, la antes citada.

De acuerdo con el sistema de seguimiento del mercado de trabajo que describimos más adelante, nuestras previsiones para finales de 1989 son de una población mayor de 16 años constituída por 30.309.700 personas (14.613.5 hombres y 15.635.100 mujeres) . De ellas, 14.912.100 tomarán parte activa en el mercado de trabajo, lo que representará una tasa de participación del 49.2%. Las previsiones de actividad por sexos son de 9.662.700 varones y 5.280.000 mujeres, con tasas de participación de 66.1% y 33.8%, y respectivamente (ver Gráficos 1 a 3).

Las previsiones que se presentan en esta sección se han obtenido a partir de modelos para los agregados, por lo que no coinciden exactamente con la suma de previsiones de sus componentes masculino y femenino.

TASA DE PARTICIPACIÓN (IV/76-IV/89) Los dos últimos trimestres de 1989 son previsiones.

TASA DE PARTICIPACIÓN MASculINA (IV/76-IV/89) Los dos últimos trimestres de 1989 son previsiones.

TASA DE PARTICIPACIÓN FEMENINA (IV/76-IV/89) Los dos últimos trimestres de 1989 son previsiones.

TABLA 1 PREVISIONES PARA EL ULTIMO TRIMESTRE DE 1989 (en miles de personas)

La creación neta de empleo citada es tan sólo comparable en el pasado reciente a la registrada en 1987; al no venir acompañada de un incremento en participación activa similar al de dicho año, producirá además una sustancial reducción en la tasa de paro. Al igual que en todo el pasado reciente, excepto 1987, el incremento en el empleo se producirá en su componente asalariado, pues el empleo no asalariado podría ser ligeramente inferior al de fines de 1988.

Tanto la tasa de paro como las cifras de parados descenderán al nivel del año 1982, lo que representa una evolución muy positiva del mercado de trabajo desde 1985, año en que comenzó el proceso de recuperación del empleo. Nuestras previsiones sugieren que a fines de 1989 la cifra de parados contabilizada en la EPA se hallará claramente por debajo de las 2.500.000 personas (véase Tabla 1). El número de mujeres paradas permanecerá practicamente estancado en su valor de 1988 debido a que la mitad de la creación de empleo prevista para 1989 equivale, aproximadamente, al incremento en participación femenina;

VARIACION ANUAL DEL EMPLEO POR SECTORES (miles de personas) El dato de 1989 es el de las previsiones de FEDEA.

descenderá, por el contrario, sensiblemente el número de varones desempleados.

La evolución prevista para las cifras de actividad y ocupación durante 1989 hará reducir la tasa de paro masculina de su nivel de 14,1% a fines de 1988 a un 11,3% a finales de 1989; la tasa de paro femenina descenderá de un 26,9% a un 26,0% (ver Gráfico 5). La tasa de paro agregada se situará aproximadamente en un 16,0%, claramente por debajo del 18,5% de fines de 1988. Así nuestras previsiones, que eran inicialmente más optimistas que las de organismos como la OCDE y la CEE siguen sugiriendo a mitad de año un comportamiento del mercado de trabajo español más positivo que el de estas instituciones, así como del propio Ministerio de Economía (ver Tabla 2). También, es cierto que no resulta claro si las instituciones citadas se refieren a la tasa de paro a fin de año o a su promedio anual. Nuestras previsiones para fin de año implican una tasa de paro promedio para 1989 de 17.0%, aún por debajo de las previstas por las instituciones citadas.

En las últimas semanas, la Secretaría General de Empleo ha anunciado sus previsiones de incremento de 150.000 personas activas durante 1989, y de un descenso de 300.000 parados, que resultan algo menos optimistas que nuestras previsiones de incremento de 291.000 personas activas y descenso de 387.000 parados.

Los dos últimos trimestres de 1989 son previsiones de FEDEA.

TABLA 2 COMPARACION DE PREVISIONES PARA EL AÑO 1989

OCDE: OECD Economic Outlook, Diciembre 1988 y junio 1989 CEE: Informe Económico Anual 1988-1989, Eurostat y Servicios de la Comisión, Septiembre-Octubre 1988.

Ministerio de Economía: Cuadro Macroeconómico. La cifra de crecimiento de la Población Activa se ha obtenido a partir de las proporcionadas como descenso del paro (5.5%) y de aumento del empleo.

TABLA 3 INCREMENTOS REGISTRADOS EN LAS PRINCIPALES VARIABLES DE EMPLEO* (en miles de personas)

* Variaciones del último trimestre del año sobre igual trimestre del año anterior. ** Previsiones elaboradas en (1989, II).

III. PERIODO DE PRUEBA: RESULTADOS PARA EL BIENIO 1987-1988

Como paso preliminar a la utilización del sistema de seguimiento que aquí presentamos, se hizo uso de modelos estimados con datos trimestrales hasta (1986, IV), para generar previsiones para el bienio 1987-1988 . Las previsiones son todas un trimestre hacia adelante, incorporando un dato nuevo en cada ocasión y obteniendo la previsión para el trimestre siguiente.

Las previsiones para el intervalo citado, junto con los valores reales de las variables y los errores de predicción cometidos, tanto en términos absolutos como porcentuales, aparecen en las Tablas 4 a 8, que describimos a continuación:

Población mayor de 16 años

Al no estar sometidas a influencia por las diversas fluctuaciones de carácter irregular o cíclico que experimenta la economía, las variables de población presentan una evolución temporal bastante suave. Ello hace que sus previsiones sean bastante acertadas, como reflejan las columnas de errores porcentuales, y especialmente las del agregado poblacional.

Las previsiones de los agregados de población activa, ocupación y paro se han obtenido a partir de modelos estimados con los datos homogeneizados por Treadway desde el primer trimestre de 1964, mientras que para los componentes masculino y femenino de las variables citadas se han utilizado datos trimestrales desde (1976, IV).

REALIZACIONES

'PREVISIONES

ERRORES PORCENTUALES

REALIZACIONES

PREVISIONES

ERRORES PORCENTUALES

REALIZACIONES

PREVISIONES

ERRORES PORCENTUALES ERROR CUADRATICO MEDIO

REALIZACIONES

PREVISIONES

ERRORES DE PREVISION

ERRORES PORCENTUALES ERROR CUADRATICO MEDIO

ERRORES DE PREVISION POBLACION INACTIVA REALIZACIONES

PREVISIONES

ERRORES PORCENTUALES

Aparece, sin embargo, una notable excepción es el segundo trimestre de 1988, en que la población mayor de 16 años registrada por la EPA experimentó un incremento de 193.100, prácticamente el doble de lo que venía siendo habitual (y siguió siéndolo), en términos de variaciones trimestrales. Es bastante claro que la variación citada no puede deberse a causas naturales puesto que, claramente, no hay razón para pensar en una cifra de nacimientos anormalmente alta en igual trimestre de 1971, o anormalmente baja de defunciones en 1986. Este anómalo incremento fue superior en la población femenina que en la masculina.

Otro período atípico fue el segundo trimes-

tre de 1987, aunque sólo para la población mascul-

lina. Nuevamente, no existe ninguna justificación

para tal hecho empírico.

Ocupación

Las previsiones de ocupación a nivel

agregado no presentaron serias dificultades

excepto en (1987, II), en que tanto el empleo

masculino como el femenino registraron importantes

aumentos. Este crecimiento se mantuvo de modo

asimismo importante, en el caso del empleo

femenino, durante el siguiente trimestre.

El empleo femenino ha presentado mayor dificultad de previsión que el masculino (como muestran los errores porcentuales de previsión). Sin embargo, los errores cometidos son de signo diferente para ambos sexos, por lo que la suma de las previsiones de estos componentes es un buen predictor del empleo agregado.

Examinando los errores de previsión, puede observarse que el segundo trimestre de 1987 supuso un momento de transformación importante en la participación femenina en España; dicho efecto se extendió, además, al trimestre siguiente, además de que ya había comenzado a apuntarse en (1987, I). El error porcentual de previsión de la población activa femenina fue especialmente importante en (1987, II).

El último trimestre de 1988 supuso asimismo una variación en la población activa femenina muy inferior a la que se había previsto; por primera vez en los dos últimos años la población activa femenina decreció en dicho trimestre.

Paro

Las previsiones de paro de las tablas anteriores se han obtenido a partir de sus propios modelos, con objeto de poder discernir con mayor claridad las posibles causas de los errores de previsión durante el período considerado.

El segundo trimestre de 1987 aparece, de nuevo, como un período crítico al estudiar la evolución del paro en nuestro país. Lo sorprendente, sin embargo, es que los importantes errores porcentuales de previsión de dicho trimestre sean de distinto signo para hombres y mujeres. De hecho, la previsión de la población parada agregada para (1987,II) es excelente, presentando el menor error porcentual de los dos años considerados en este ejercicio. En dicho trimestre, nuestros modelos habían previsto una población parada masculina sensiblemente por encima de la que se produjo, y un paro femenino inferior al que ocurrió.

Es claro que no cabe atribuir tal fenómeno a

una exclusión de mujeres de sus puestos de trabal

jo y su sustitución por trabajadores varones, por

lo que el incremento de paro femenino registrado

debe interpretarse como producido directamente

por el aumento de participación femenina

registrado en dicho trimestre. De hecho, el empleo

femenino aumentó en (1987, II), pero no a un ritmo

suficiente como para absorber el tremendo

incremento de participación femenina del

trimestre.

Existen, por tanto, dos dificultades funda-

mentales para la previsión de paro de (1987, II):

de un lado, el ya citado incremento en

participación femenina y, de otro, el gran aumento

en empleo del período. Este segundo factor es el

que justifica que el paro masculino estuviera

sensiblemente por debajo de lo previsto.

Otro período problemático en este respecto

lo constituye el último trimestre de 1988, en el

que tanto el paro masculino como femenino

registraron valores sensiblemente inferiores a los

esperados. De hecho, los descensos registrados en

ambas cifras de paro fueron sensiblemente

superiores a las habituales. Nuevamente, este

fenómeno es consecuencia de un comportamiento

similar de la población activa, dado que el empleo

en el trimestre tuvo un comportamiento cercano al

previsto de antemano.

IV. ¿PREDICCIÓN POR AGREGADOS O POR COMPONENTES?

A lo largo del ejercicio de previsión realizado en las secciones previas, aparece en diversas ocasiones la posibilidad de realizar el seguimiento de una variable a partir de sus propios datos o, alternativamente, a través de sus distintos componentes, para agregar posteriormente las previsiones obtenidas.

Los distintos casos en que tal situación se ha presentado son:

1. La descomposición de a) la población mayor de 16 años, b) población activa, c) población inactiva, d) ocupación, y e) paro, en sus componentes masculino y femenino.

2. La previsión del paro como diferencia entre las previsiones de activos y ocupados.

3. La previsión de activos como diferencia entre población mayor de 16 años y el agregado de inactivos y población contada aparte.

En cuanto a la primera de estas cuestiones, la Tabla 9 muestra los errores promedio de previsión de los agregados considerados, junto con los errores promedio que se derivan al prever cada agregado a través de sus componentes masculino y femenino, todo ello para el bienío 1987-88, utilizado como período de pruebas del modelo de previsión.

TABLA 9 ERRORES PROMEDIO DE PREVISION DURANTE EL BIENIO 1987-1988

La sugerencia mencionada en el apartado 2) anterior proviene del trabajo ya citado de Treadway (1988) en que se formula un modelo econométrico que trata de explicar el comportamiento del agregado de población activa española utilizando, además de su propio pasado, el nivel general de ocupación como variable adicional. Los buenos resultados de dicho modelo hacen que Treadway haya sugerido el tratamiento del empleo como una variable exógena, a la cual reacciona la actividad .

A un mayor nivel de detalle, aunque sólo para el caso de la población femenina, este tipo de relación ha sido analizado en Mateos y Novales

Al nivel del esquema de seguimiento que se decribe en este documento, esta sugerencia equivale a la posibilidad de obtener previsiones para la actividad a partir de un modelo de función de transferencia que tiene al empleo como input, para después prever el paro mediante la identidad:

Paro = Población Activa-Ocupados

Aunque no hemos incorporado en el sistema de previsión la función de transferencia citada, puede utilizarse la identidad anterior para generar previsiones de la población parada, alternativas a las obtenidas a partir de su propio modelo. El resultado de dicho ejercicio aparece en las Tablas 10 y 11, que muestran los errores de previsión cometidos al prever el paro (masculino, femnino y total) a partir de sus propio modelos, frente a la utilización de la identidad anterior.

TABLA 10 ERROR PORCENTUAL DE PREVISION DEL DESEMPLEO

Nota: Promedio de los errores porcentuales de previsión un trimestre hacia adelante durante el bienio 1987-88 (8 períodos).

(1989), también con buenos resultados.

REALIZACIONES

PREVISIONES

ERRORES ABSOLUTOS

ERRORES PORCENTUALES

Como puede verse, estos resultados proporcionan cierta evidencia en el sentido de que el paro pudiera preverse mejor a partir de las previsiones de ocupación y actividad que a partir de su propio modelo.

También existen indicios de que la previsión óptima (dentro de las alternativas consideradas) del número de parados pueda realizarse agregando las previsiones de desempleo masculino y femenino, cada una obtenida a partir de la identidad. Sin embargo, las elevadas desviaciones típicas obtenidas para el período considerado, hacen que las diferencias que aparecen en la Tabla 10 no sean significativas.

Estos resultados, si bien circunscritos a un período temporal concreto, son consistentes con la representación del mercado de trabajo español que estamos proponiendo: el empleo es exógeno a la decisión de participación; esta responde al nivel de ocupación mientras que el desempleo es la consecuencia de la evolución de ambas variables.

En cuanto a la tercera opción que citamos al comienzo de esta Sección, contiene sin duda, elementos de potencial interés que pueden ser incorporados en nuestro modelo; sin embargo, aún no hemos llevado a cabo el análisis de todas las variables envueltas en este procedimiento alternativo de previsión.

V. PREVISIONES PARA 1989

Al analizar nuestras previsiones acerca de la evolución de las principales variables del mercado de trabajo, hemos de distinguir entre las previsiones que a fines de 1988 se hicieron para el primer semestre de 1989, y las que se obtuvieron para finales de año. Las primeras constituyen en buen indicador cualitativo de la evolución del mercado durante 1989, puesto que puede evaluarse su exactitud al disponer de los resultados de la EPA correspondientes al segundo trimestre del año. Las últimas son, sin duda, las más relevantes en términos de política económica; su análisis es, además, más complejo puesto que pueden actualizarse (como así hemos hecho) a la luz de los resultados del primer semestre. Este ejercicio de actualización es, en sí mismo, de gran interés para evaluar la coyuntura económica del país.

V.a. Previsiones de los principales agregados

Las previsiones de paro en esta Sección se han obtenido a partir de su propio modelo, no como diferencia entre las previsiones de actividad y empleo.

V.a.1 Previsiones para el primer semestre de 1989, obtenidas a finales de 1988

La Tabla 12 resume las previsiones a que se refiere el título de este epígrafe junto con los valores realizados, al finalizar el segundo trimestre de 1989, de la población mayor de 16 años, población activa, ocupación y paro. Las cifras que aparecen en la segunda línea de cada panel indican los errores de previsión, tanto como diferencia entre realización y previsión, como en términos porcentuales del valor realizado. Los componentes a que se hace referencia en los paneles 3 y 5 de la tabla son los análogos masculino y femenino de las variables que en ella aparecen .

Tabla 12 PREVISIONES PARA EL SEGUNDO TRIMESTRE DE 1989 (en miles de personas)

“Las previsiones para las variables agregadas se han obtenido a partir de datos trimestrales procedentes de la EPA, homogeneizados por Treadway (1988) para el período (1964, I)-(1988, IV). El punto de partida para dicho análisis es el conjunto de modelos descritos en Treadway (1988), si bien extendiendo la muestra a los años 1987 y 1988.

Las Tablas 13 y 14 desglosan precisamente

las previsiones de las cuatro variables

consideradas en sus componentes masculino y feme-

nino. Nótese que se presentan dos previsiones de

los valores agregados de cada una de las cuatro

variables consideradas, ya sean obtenidas a partir

del modelo correspondiente a dicho agregado, o

calculadas como suma de las previsiones para los

componentes masculino y femenino.

A diferencia de lo ocurrido en 1987-1988, la

predicción a partir del modelo correspondiente a

la variable agregada, en lugar de la agregación de

previsiones de los componentes masculino y

femenino, es preferible en el caso de la población

mayor de 16 años así como en el caso de la

población ocupada, produciéndose el fenómeno

inverso en población activa y parada; aunque las

diferencias entre ambas difícilmente pueden

considerarse significativas, este tipo de

resultado sería consistente con la creencia de que

las decisiones de participación masculina y

femenina obedecen a procesos bien diferentes.

Otro resultado de interés es que, excepto en

el caso de la población en paro, las previsiones

obtenidas en (1988, IV) para (1989, II), es decir,

con un horizonte de un semestre, no son significa-

tivamente mejores que las que se obtuvieron en

(1988, II) con un horizonte de un año. Ello sugiere

un componente errático bastante apreciable en la

información estadística contenida en los dos últi-

mos trimestres del año, con escaso contenido

informativo con respecto a un trimestre diferente

del año siguiente.

TABLA 13 PREVISIONES PARA EL SEGUNDO TRIMESTRE DE 1989

TABLA 14

PREVISIONES PARA EL SEGUNDO TRIMESTRE DE 1989

Como puede observarse, las expectativas para

el primer semestre de 1989 apuntaban a una

actividad superior y un nivel de empleo inferior

a los que realmente se han registrado. No es

sorprendente (aunque tampoco una necesaria

consecuencia de lo anterior) que se esperase

asimismo un nivel de paro superior al registrado.

Claramente, el mercado de trabajo ha

evolucionado, durante el primer semestre de 1989,

sensiblemente mejor de lo que cabía esperar a

fines de 1988. Este resultado se ha debido tanto

a un incremento de participación activa inferior

al que cabía esperar, como a una creación neta de

empleo superior a la prevista. Este exceso de

creación de empleo por encima de lo previsto se ha

producido, además, tanto en el componente

asalariado del mismo como en el no asalariado.

En términos de los incrementos registrados

en las variables, puede verse en la Tabla 15, que

el comportamiento de la población mayor de 16

años, así como de la población activa, durante el

primer semestre del año, ha sido conforme a lo que

inicialmente se esperaba. No ha ocurrido lo mismo

con el empleo, que ha aumentado en 274.400 puestos

de trabajo netos, frente a los 102.300 que se

habían previsto. Esta importante creación de

empleo durante el primer semestre de 1989 alcanza

una gran parte de lo que inicialmente se había

previsto para todo el año.

De modo consistente con lo anterior, el

nivel de desempleo ha caído durante el primer

semestre bastante más de lo previsto. Ello hace

que, como veremos posteriormente, a mitad de 1989,

las previsiones de aumento de empleo y descenso de paro para finales de 1989 se incrementen de modo notable con respecto a las elaboradas a finales de 1988, permaneciendo prácticamente inalteradas las previsiones de población mayor de 16 años y de población activa.

TABLA 15 VARIACIONES EN LAS SERIES DE EMPLEO (en miles de personas)

V.a.2 Previsiones para finales de 1989

La evolución del mercado de trabajo durante la primera mitad de 1989 implica, como acabamos de examinar, algunas variaciones no esperadas que, sin duda, afectarán a las previsiones para finales de 1989.

de sus propios modelos (en vez de como diferencia entre actividad y empleo) han quedado excesivamente cortas en cuanto a prever la importante reducción que, como consecuencia de lo anterior, se ha registrado en el número de parados. En consecuencia, la incorporación de la información del primer semestre del año nos conduce a actualizar los incrementos previstos en las variables del modo que se refleja en el último panel de la Tabla 15.

A un mayor nivel de detalle, en la Tabla 16 se presentan las previsiones de los principales agregados poblacionales obtenidos, sucesivamente, en (1988,II), (1988,IV) y (1989,II) así como las previsiones de sus componentes. Junto con la lógica estabilidad de las previsiones de población mayor de 16 años, puede apreciarse un sensible aumento en la previsión de población ocupada, y un descenso, asimismo importante, en la población parada.

TABLA 16

PREVISIONES PARA (1989, IV) (en miles de personas)

POBLACION ACTIVA

POBLACION OCUPADA

POBLACION PARADA

POBLACION INACTIVA

POBLACION OCUPADA

VARIACIONES ANUALES EN ACTIVIDAD MASCULINA Y FEMENINA (miles de personas) El dato de 1989 es el previsto por FEDEA.

* Previsto

La población ocupada será de 12.533.300 personas, con 8.568.400 varones y 3.907.300 mujeres (véase Gráfico 7). Como muestra la Tabla 17, los porcentajes de creación de empleo asalariado en los sectores público y privado han sido muy similares. Aunque no hemos incorporado tal desagregación en nuestro análisis, dicha tabla muestra que el importante crecimiento del empleo que hemos previsto para 1989 se producirá, esencialmente, en su componente asalariado.

El paro alcanzará a 2.314.200 personas, o por componentes, habrá 1.108.800 varones y 1.318.400 mujeres paradas. La tasa de paro sería, en tal caso, de 15.5%, siendo de 11,5% para varones y de 25.0% para mujeres. De este modo, será éste el segundo año consecutivo con ligera caída del desempleo femenino, mientras que el paro masculino ha descendido consistentemente desde 1986 (ver Gráfico 8).

Tabla 17 EL EMPLEO EN ESPAÑA

VARIACIONES ANUALES EN OCUPACIÓN MASCULINA Y FEMENINA (miles de personas) El dato de 1989 es el previsto por FEDEA.

VARIACIONES ANUALES EN DESEMPLEO MASCULINO Y FEMENINO (miles de personas)

El dato de 1989 es el previsto por FEDEA.

El dato de 1989 es el previsto por FEDEA

De acuerdo con nuestras previsiones, será 1989 el primer año en que la creación de empleo exceda claramente al incremento en actividad.

Aun disponiendo de estas previsiones de paro a partir de los modelos estimados para dicha variable preferimos, por razones de consistencia interna del modelo, presentar como previsiones de paro las que se obtienen como diferencia entre los valores previstos de las poblaciones activa y ocupada. Ello genera las previsiones que se dieron en la Sección 2: 2.378.800 parados, 1.094.300 varones y 1.372.700 mujeres, con tasas de paro de 15.9% para el agregado y 11.3% y 26.0% para las poblaciones masculina y femenina,

De acuerdo con tales previsiones se habría producido, durante 1989, una creación neta de casi 615.000 puestos de trabajo, cifra sólo comparable a la gran expansión de empleo registrada durante 1987.

V.b. Previsión del empleo y su distribución sectorial

En cuanto a la previsión del empleo, y su distribución sectorial, puede verse en la Tabla 18 que:

a) Como ya ha ocurrido con anterioridad, la utilización de la información del último semestre no mejora, en general, las previsiones de empleo. Aunque sirvió en este caso para mejorar la previsión obtenida como suma de previsiones de los empleos sectoriales, no cabe esperar que este sea un resultado de carácter general. Además, dadas las correlaciones contemporáneas existentes entre el empleo en los diferentes sectores, la previsión del empleo a partir del modelo elaborado para el agregado debería ser, generalmente, mejor que la primera.

b) El empleo en el trimestre (1989, II) ha desbordado ampliamente las previsiones que se hicieron, tanto con un año de anticipación como a fines de 1988. Este resultado para el agregado proviene fundamentalmente de un importante desajuste con respecto a la previsión del empleo en el sector servicios, compensado parcialmente por un error de signo opuesto en la previsión del empleo en los sectores industriales.

Tabla 18 EMPLEO EN (1989, II) (en miles de personas)

c) La serie del agregado de ocupación genera errores de previsión trimestrales que son, con gran generalidad en el bienio 1987-88, inferiores a las que se derivan por agregación de las previsiones de empleo sectoriales . En consecuencia, para obtener estas últimas parece razonable utilizar las que surgen de los modelos sectoriales tan sólo para obtener la composición porcentual del empleo por sectores. Además, el agregado de las previsiones de empleo sectorial sistemáticamente comete un error por defecto como previsión del empleo agregado, lo que sugiere que deba confiarse en el modelo del agregado, de acuerdo con la propuesta anterior. Esta es la línea de actuación que hemos seguido en este documento salvo aviso en contra.

Como ya se comentó en la Sección 3, la previsión del total de ocupados a partir del modelo estimado para dicho agregado será, generalmente, mejor que la suma de las previsiones de empleo sectorial. En Treadway (1988) se consideró un nivel de desagregación sectorial mayor, con 7 subsectores industriales y 5 sectores de servicios. Si bien el análisis del empleo al máximo nivel de desagregación tiene un claro interés, la experiencia de dicho trabajo, así como un razonamiento análogo al que antes hicimos conduciría a esperar que la agregación de tales previsiones no mejorase a la obtenida para el agregado. Sin embargo, parece existir un nivel intermedio en la eficiencia predictiva del empleo: Treadway mostró evidencia de que para su período muestral, la descomposición citada de la Industria y los Servicios permitía mejorar la previsión de empleo en ambos sectores, aunque no la del empleo agregado para toda la economía .

En la tabla 19 se muestran los errores de previsión del empleo ya sea a) a partir del modelo del agregado, b) como suma de las previsiones de empleo en los 4 grandes sectores, c) sumando las previsiones obtenidas al nivel superior de desagregación que hemos mencionado, y d) mediante agregación de las previsiones de empleo masculino y femenino.

TABLA 19 PREVISIONES DE EMPLEO (en miles de personas) A) Para (1988, IV). Empleo=11.9919,7

B) (1988, II). Empleo = 12.194, 5

Treadway obtuvo tal resultado trabajando con datos anuales en el período (1964, I)-(1986, IV), pero no ha sido confirmado en datos trimestrales.

N.D.: No disponible en el momento de elaborar este informe.

En el pasado reciente, la desagregación en los cuatro grandes sectores ha producido mejores resultados que la descomposición más amplia. Este efecto, posiblemente generado por la existencia de correlaciones no despreciables, es acorde con la sugerencia de desagregar la Industria y los Servicios para obtener previsiones de empleo en cada uno de estos sectores, pero no para prever el empleo a un mayor nivel de agregación.

Los incrementos previstos para 1989 en el empleo de cada uno de los cuatro sectores eran, a fines de 1988, de -390.7, 38.7, 112.6 y 276.4, en miles de personas, y han pasado a ser, a mediados de 1989, de -53.6, 96.0, 77.9 y 410.8, respectivamente. Es decir, han mejorado las perspectivas de creación de empleo en todos los sectores, excepto la Contrucción. Lo que era inicialmetne una fuerte destrucción de empleo en Agricultura se ha reducido enormemente, del mismo modo que se ha incrementado la previsión de creación de puestos de trabajo en el sector Servicios.

Tabla 20 PREVISIONES DE EMPLEO SECTORIAL PARA FINALES DE 1989 (1989, IV)

El dato de 1989 es la previsión de FEDEA.

El dato de 1989 es la previsión de FEDEA.

El dato de 1989 es la previsión de FEDEA.

El dato de 1989 es la previsión de FEDEA.

El último panel de la Tabla 20 surge de

utilizar el empleo previsto a partir del modelo

del agregado, junto con la composición porcentual

del empleo que surge a partir de las previsiones

individualizadas de cada sector. Estas son las

previsiones sectoriales que se dieron en la

sección 2.

Con respecto a las previsiones que se

hicieron a fines de 1988, las arriba citadas

suponen una revisión al alza de la ocupación

sectorial excepto en la Construcción, donde no se

estaba aumentando empleo en el primer semestre del

año al ritmo previsto; la revisión es

especialmente importante en el sector Servicios.

Finalmente, la Tabla 21 resume nuestras

previsiones para las variables consideradas, en

términos de las variaciones que representan con

respecto al año pasado, y en relación con las

variaciones análogas de años anteriores.

INCREMENTOS REGISTRADOS EN LAS PRINCIPALES VARIABLES DE EMPLEO (en miles de personas) TABLA 17

* Variaciones del último trimestre del año sobre igual trimestre del año anterior. ** Previsiones elaboradas en (1989, II).

Al observar la Tabla A.1, que resume los

modelos estimados para la población, población

activa, desempleo, ocupación y población

inactiva, tanto a nivel agregado como desagregado

por sexos, es decir, un total de 15 variables,

pueden observarse algunas características de

interés:

1) Prácticamente todas las variables son

estacionarias en una diferencia regular. Aunque la

serie de población agregada se analizó en dos

diferencias, aparece en ella un término de media

móvil regular con coeficiente bastante elevado. La

otras dos excepciones las constituyen las series

de varones en paro y mujeres activas, pero

presentan la misma característica que acabamos de

citar.

2) Como cabría esperar, las variables de población

no presentan indicios de no estacionariedad en

frecuencias estacionales. Lo contrario ocurre,

generalmente, para las variables de actividad,

empleo, paro e inactividad. Parece, por tanto, que

las características estacionales del empleo en

España son suficientemente importantes en magnitud

como para requerir que las variables sean

diferenciadas en su frecuencia estacional para

alcanzar la estacionariedad. De igual modo, puede

inferirse que la decisión de tomar parte activa en

el mercado de trabajo (o de retirarse del mismo),

presenta características estacionales. Avanzando

un poco más, podría aventurarse que, en la medida en que la participación dependa del empleo , las características estacionales de la participación vendrán heredadas de las correspondientes al empleo. Por otra parte, las características estacionales de la población inactiva vendrán heredadas de las correspondientes a la población activa y, por tanto, al empleo.

TABLA A.1

Nota.- Los nombres abreviados de las variables analizadas aparecen en la primera columna. En la segunda se indican los órdenes de las diferencias tomadas, mientras que los dos siguientes muestran los órdenes de las estructuras autorregresivas y de medias móviles. La última columna contiene las intervenciones realizadas; las letras indican si fue de tipo impulso o escalón, mientras que los números en paréntesis denotan que se utilizó más de un parámetro.

Ello equivale a suponer que la participación de el mercado de trabajo es procíclica, acerca de lo cual existen diversas concepciones teóricas que lo soportan. Para examinar evidencia empírica en este sentido, para el caso de la mujer, véase B. Mateos y A. Novales (1989).

3) Profundizando algo más en la observación ante-

rior, puede verse que la no estacionariedad en

frecuencias estacionales de la actividad parece

deberse a la actividad femenina, mientras que la

de la inactividad se debe a su componente

masculino. Por el contrario, tanto el paro

agregado como el paro masculino y femenino por

separado, son todos no estacionarios en sus

frecuencias estacionales.

4) Comenzando con el primer trimestre de 1981 se

utilizaron en la EPA, los coeficientes de eleva-

ción calculados a partir del censo de 1980, en vez

de los obtenidos a partir del Censo de 1970, como

hasta entonces se había venido haciendo. Ello

explica las intervenciones efectuadas en las tres

variables de población total. Es curioso observar

que dicho efecto se transmite, en el caso de los

varones, a la variable de empleo así como a la de

actividad.

5) Un efecto de notable importancia se produjo en

el segundo trimestre de 1987, con incrementos

generalizados en actividad y ocupación, y

descensos asimismo generales en inactividad y

paro que han requerido ser intervenidos, por ser

observaciones influyentes: los valores de los

parámetros se alteraban en gran medida, o la

estructura estocástica del modelo se deterioraba.

6) El último trimestre de 1988 ha supuesto

asimismo en comportamiento no muy habitual en

algunas de las variables de actividad y paro.

Aunque es aún pronto para tratar de encontrar una

explicación a este fenómeno, no deja de ser

bastante molesto para el objeto de este trabajo,

la obtención de previsiones de las variables

analizadas para finales de 1989.