Efectos a largo plazo sobre la economía andaluza de las ayudas procedentes de los fondos estructurales: el Marco de Apoyo Comunitario 1994-1999* por Encarnación Murillo García** Simón Sosvilla-Rivero*** DOCUMENTO DE TRABAJO 2003-07

Junio 2003

** Universidad Rey Juan Carlos.

* Los autores agradecen a la DirecciÛn General de Fondos Europeos de la Junta de AndalucÌa, y en especial a Antonio Avila y Antonio Valverde, el esfuerzo que han realizado para facilitarles la informaciÛn sobre la cuantÌa de los fondos estructurales ejecutados. Agradecen tambiÈn los comentarios y sugerencias de un evaluador anÛnimo de centrA y de los asistentes al seminario de FEDEA y al X Encuentro de EconomÌa P˙blica, asÌ como la colaboraciÛn de Javier Alonso en el c·lculo de las estimaciones con datos de panel. Este documento de trabajo forma parte del estudio realizado para la elaboraciÛn de la tesis doctoral de EncarnaciÛn Murillo sobre el impacto de las ayudas estructurales en la economÌa andaluza. EncarnaciÛn Murillo agradece adem·s a Jes˙s Ruiz-Huerta su direcciÛn, apoyo y ayuda continua desde el comienzo de este estudio.

*** FEDEA y Universidad Complutense de Madrid.

Resumen

El objetivo principal de este trabajo es analizar los efectos econÛmicos a largo plazo de las ayudas comunitarias recibidas por AndalucÌa, concretamente del Marco de Apoyo Comunitario 1994-1999 (MAC 94-99). En particular, se examinan los efectos derivados de una mayor y mejor dotaciÛn de recursos productivos e infraestructuras sobre la producciÛn y el empleo de la regiÛn, mediante la estimaciÛn de una funciÛn de producciÛn agregada para el sector privado de la economÌa en la que el stock de capital p˙blico aparece como un factor productivo separado y diferente. Dicha estimaciÛn se realiza tanto para AndalucÌa en su conjunto (mediante tÈcnicas de cointegraciÛn con series temporales) como para el total de provincias andaluzas (utilizando mÈtodos de cointegraciÛn para paneles din·micos).

Las simulaciones realizadas sugieren que el MAC 94-99 habrÌa generado un incremento promedio de la producciÛn real andaluza de 0,31 por ciento sobre el escenario sin MAC, lo que supone que, durante el perÌodo 1994-2001, la economÌa andaluza habrÌa crecido en tÈrminos reales a una tasa acumulativa del 3,26 por ciento de no recibir las inversiones del MAC 94-99, frente al crecimiento del 3,57 por ciento efectivamente experimentado al recibir dichas inversiones. En cuanto al mercado de trabajo, los resultados obtenidos indican que el MAC 94-99 habrÌa generado o mantenido una media de 74.334 empleos durante el perÌodo 1994-2001, lo que habrÌa contribuido a reducir la tasa de paro en unos 2,70 puntos porcentuales.

Abstract

The aim of this paper is to analyse the economic long-run effects of the EU funds received by the Andalusian region, with special emphasis in the Community Support Framework 1994-1999 (CSF 94-99). To that end, we examine the effects derived from a greater and better endowment of productive factors and infrastructure on Andalusian production and employment, through the estimation of an aggregate private-sector production function where the stock of public capital appears as a separate and different productive factor. This estimation is made both for Andalusia as a whole (using cointegration techniques with time series) and for the Andalusian provinces (using cointegration methods for dynamic panels).

The simulations suggest that the CSF 94-99 would have generated an average increase of 0.31 percent in real production over the scenario without CSF. This in turn would have meant that, during the 1994-2001 period, the Andalusian economy would have grown at an accumulative rate of 3.26 per cent under the absence of EU funds, whereas it has grown at a 3.57 per cent due to such funds. Regarding the labour market, the simulation results indicate that the CSF 94-99 would have generated or maintained an average of 74,334 employments during the 1994-2001 period, resulting in an average reduction of 2.70 percentage points in the unemployment rate.

I.- INTRODUCCIÓN

Desde sus comienzos, la polÌtica regional comunitaria ha tenido como objetivo ˙ltimo reducir las disparidades en el nivel de renta y riqueza entre las distintas regiones que la integran. Para ello, se ha movilizado un importante volumen de recursos, vÌa fondos estructurales, potencialmente capaz de promover el desarrollo de las regiones m·s pobres y corregir sus deficiencias en cuanto a la dotaciÛn de determinados recursos productivos, tales como las infraestructuras o el capital humano. Dada la importancia cuantitativa y cualitativa de estos fondos estructurales, la evaluaciÛn de su impacto resulta imprescindible no sÛlo para cumplir con los requerimientos que imponen las instituciones de la UniÛn Europea (UE), sino porque ˙nicamente de esta manera es posible observar si los niveles de renta y empleo de las regiones menos desarrolladas se van aproximando a los valores medios de la UniÛn.

Los estudios de impacto de las ayudas comunitarias adquieren un renovado valor en el momento actual, debido a la existencia de diversos trabajos [vÈanse, por ejemplo, Cuadrado (1998), Hall (1999) y Biescas (1999)] que cuestionan en cierta forma o ponen en tela de juicio, al menos, el hecho de que en la dÈcada de los noventa se haya producido una convergencia regional en el seno de la UniÛn Europea. En general, estos trabajos coinciden en afirmar que ha habido una disminuciÛn de las disparidades entre los paÌses de la UniÛn, pero no entre sus regiones.

Ante esta situaciÛn, creemos que resulta necesario no sÛlo el an·lisis de los efectos econÛmicos de los fondos estructurales, especialmente a largo plazo -como razÛn de ser intrÌnseca a la propia existencia de la polÌtica regional europea-, sino tambiÈn el cuestionar incluso la eficacia de dicha polÌtica; sobre todo, en un contexto de ampliaciÛn de la UniÛn hacia los PaÌses de la Europa Central y Oriental (PECOs), con economÌas regionales en numerosos casos menos desarrolladas que la media de la UE, que van a pasar a ser beneficiarias netas de ayudas estructurales. Esta ˙ltima razÛn hace que los estudios de impacto que se circunscriban a las regiones espaÒolas objetivo nº1 cobren todavÌa un mayor sentido de cara a la diferente posiciÛn relativa que puedan tener dichas regiones en cuanto a los criterios de elegibilidad en la nueva UniÛn ampliada. En el caso que nos ocupa, el de la Comunidad AutÛnoma Andaluza, a˙n hoy, esta se sit˙a dentro de EspaÒa en los ˙ltimos lugares en lo que se refiere a Producto Interior Bruto (PIB) per c·pita y tasa de desempleo (Herce, Jimeno, Usabiaga, 2001)²; de ahÌ que nos parezca cuanto menos interesante conocer la realidad pasada al respecto y el grado de convergencia alcanzado, con el fin de planificar su futuro a medio plazo y emprender la medidas necesarias para adaptarse al nuevo escenario sin abandonar la senda de la convergencia.

El objetivo de este trabajo es, entonces, analizar los efectos econÛmicos a largo plazo de las ayudas comunitarias recibidas por la Comunidad AutÛnoma Andaluza, concretamente del Marco de Apoyo Comunitario 1994-1999 (MAC 94-99). Para ello, en primer lugar, describiremos de forma breve cÛmo se ha aplicado el MAC 94-99 a lo largo de su perÌodo de ejecuciÛn. A partir de los fondos estructurales recibidos, y bas·ndonos en el denominado ìefecto Aschauerî, simularemos cÛmo habrÌan evolucionado el PIB y el empleo andaluz en ausencia de la percepciÛn de los mismos, de tal manera que los resultados obtenidos nos permitan comparar los valores alcanzados por el producto real andaluz como consecuencia de la realizaciÛn de dichas inversiones con el escenario simulado.

¹ No obstante, es necesario ser conscientes de que las razones por las cuales las regiones convergen son m·s ñ el tema de la convergencia regional requiere un tratamiento amplio y especÌfico que no abordamos aquÌ, porque no es el objeto de nuestro estudio- es decir, que simult·neamente a la polÌtica regional europea puede estar actuando la polÌtica regional nacional en sentido contrario al de la polÌtica regional europea, o tambiÈn pueden estar influyendo polÌticas no explÌcitas de desarrollo regional ñpolÌticas de ingresos y gastos p˙blicos entre las Comunidades AutÛnomas y el Estado- (Castells, 1999).

2 Para una mayor informaciÛn sobre la situaciÛn actual de AndalucÌa y la descripciÛn de su estructura productiva, vÈase MartÌn RodrÌguez (1993), Delgado y Rom·n (1995), LÛpez Rubio (1997) y VallÈs (1997), entre otros.

Por ˙ltimo, no queremos olvidarnos de un aspecto que tambiÈn tratamos en este trabajo, y es del hecho de que a medida que la polÌtica regional europea se estaba aplicando en EspaÒa, el proceso de descentralizaciÛn autonÛmica se hacÌa efectivo, y esto ha dado lugar a que en cada perÌodo de programaciÛn hayan ido adquiriendo protagonismo los distintos gobiernos regionales . En esta lÌnea, hemos intentado de forma aproximativa, y con las limitaciones de los datos disponibles, diferenciar por administraciones el efecto sobre el PIB y empleo del montante de fondos estructurales del MAC 94-99 en AndalucÌa.

³ Con las ventajas e inconvenientes que esto puede llevar aparejado. Ventajas en cuanto a una mayor implicaciÛn de los gobiernos regionales en la gestiÛn de los fondos; y, desventajas en lo que se refiere a la complicaciÛn que aÒade a la gestiÛn y coordinaciÛn de los mismos la existencia de un mayor n˙mero de administraciones implicadas. Para una mayor profundizaciÛn en este enfoque, vÈase Ruiz-Huerta (1998).

II. EL MARCO DE APOYO COMUNITARIO 1994-1999 EN EL CONTEXTO DE LA POLÍTICA REGIONAL EUROPEA.

La incorporaciÛn de EspaÒa a la hoy UE en enero de 1986 hizo que nuestro paÌs participara de manera inmediata a su integraciÛn en los fondos que la polÌtica regional comunitaria destinaba a corregir los desequilibrios regionales, aunque en este momento, no existiese todavÌa una ìpolÌtica regional europeaî como tal, sino distintas medidas estructurales aisladas que intentaban aminorar dichas desigualdades. Esta polÌtica quedÛ explÌcitamente recogida en el Acta ⁄nica Europea y consagrada en el Tratado de Maastricht.

La actual polÌtica regional de la se lleva a cabo a travÈs de programaciones plurianuales financiadas por los distintos fondos estructurales que se han ido creando a medida que el proceso de integraciÛn ha ido avanzando y las necesidades lo han ido requiriendo , y cuyos destinatarios son, en general y en mayor o menor medida , las diferentes regiones que integran la UniÛn. Regiones que previamente han sido clasificadas y agrupadas seg˙n sus caracterÌsticas socioeconÛmicas. Dentro de ellas, son las denominadas regiones ìobjetivo n˙mero 1î (con un nivel de renta inferior al 75% de la media comunitaria) las que acumulan la mayor parte del presupuesto de gastos estructurales de la UniÛn .

En cuanto a la din·mica operativa de la polÌtica regional europea (y aunque ha experimentado algunos cambios desde 1989 hasta 2000), sus lÌneas generales se han mantenido. Al respecto, aquellos paÌses que tienen regiones incluidas en el objetivo n˙mero 1 est·n obligados a presentar a la ComisiÛn un Programa de Desarrollo Regional (PDR) que elabora la AdministraciÛn Central con la colaboraciÛn de la AdministraciÛn AutonÛmica. A partir de este PDR, la UE elabora los Marcos de Apoyo Comunitario (MAC) para cada perÌodo de programaciÛn plurianual. Estos MAC recogen por ejes de intervenciÛn y fondos estructurales la mayor parte de las ayudas procedentes de la UniÛn. No obstante, aunque los MAC son los principales canalizadores de las ayudas procedentes de los fondos, en el caso de EspaÒa, existen tres vÌas principales a travÈs de las cuales EspaÒa recibe ayudas estructurales de la UniÛn: los MAC, financiados por los cuatro fondos estructurales existentes en la actualidad (FEDER, FEOGA-O, FSE e IFOP)⁷; las denominadas ìIniciativas Comunitariasî, que las concede directamente la ComisiÛn a determinados Grupos de AcciÛn Local, y que tambiÈn est·n financiadas por los mismos fondos estructurales pero que se centran en proyectos m·s concretos y zonas m·s especÌficas; y por ˙ltimo, el Fondo de CohesiÛn por ser uno de los cuatro paÌses de la cohesiÛn junto con Grecia, Portugal e Irlanda.

En este trabajo nos centramos ˙nicamente en el MAC 94-99, y concretamente en la Comunidad AutÛnoma Andaluza (regiÛn objetivo n˙mero 1 en los tres perÌodos de programaciÛn que ha habido hasta el momento actual, 1989-1993, 1994-1999 y 2000-2006), para analizar los efectos que a largo plazo ha generado en su economÌa tanto a nivel de producciÛn como de empleo⁸.

⁴ Para m·s informaciÛn, vÈase Correa y Manzanedo (2002), entre otros.

⁵ FEDER (Fondo Europeo de Desarrollo Regional), FEOGA-O (Feoga-OrientaciÛn), FSE (Fondo Social Europeo) e IFOP (Instrumento de OrdenaciÛn Pesquera).

⁶ Exceptuamos el caso del Fondo de CohesiÛn que va destinado a cuatro de los Estados Miembros, los denominados de la cohesiÛn entre los cuales se encuentra EspaÒa.

⁷ Estos fondos a su vez se desarrollan a travÈs de los denominados Programas Operativos.

La financiaciÛn procedente del MAC 1994-1999 para las regiones objetivo nº 1 de EspaÒa se ha articulado en dos submarcos seg˙n la gestiÛn haya sido de las Comunidades AutÛnomas (submarco regional) o de la AdministraciÛn Central (submarco plurirregional). Dentro del submarco regional, la Junta de AndalucÌa ha participado en nueve formas de intervenciÛn, en parte de las cuales la AdministraciÛn Central ha programado tambiÈn recursos⁹. En dichas formas de intervenciÛn la ayuda procedente de la UniÛn Europea se ha recibido de los cuatro fondos estructurales existentes: FEDER, FEOGA-O, FSE e IFOP; o dicho de otra manera, cada uno de estos fondos ha participado en diversos programas operativos. El FEDER en el Programa Operativo de AndalucÌa, el Programa Operativo DoÒana II Fase, el de FinanciaciÛn Extraordinaria, la SubvenciÛn Global de AndalucÌa, el Programa Operativo de Desarrollo y DiversificaciÛn EconÛmica de Zonas Rurales y el Programa Pyme Sevilla, acumulando un importe de 3754,29 millones de euros de 2001. El FEOGA-O, por su parte, ha cofinanciado tres programas operativos: el Programa Operativo de Agricultura y desarrollo Rural, el Programa Operativo de Industrias Agroalimentarias y tambiÈn, como en el caso del FEDER, el Programa Operativo de Desarrollo y DiversificaciÛn EconÛmica de Zonas Rurales. La cuantÌa ejecutada est· en torno a 809,23 millones de euros de 2001. En cuanto al FSE ha participado en el Programa Operativo ValorizaciÛn de Recursos Humanos concentrando un total de 363,53 millones de euros de 2001. Por ˙ltimo, el IFOP ha cofinanciado el Programa Operativo del IFOP aportando 155,06 millones de euros de 2001.

A continuaciÛn se recoge la informaciÛn relativa a cada uno de estos programas operativos separada por fondos. Esta informaciÛn procede de la DirecciÛn General de Fondos Europeos y FinanciaciÛn Territorial del Ministerio de Hacienda y, en su gran mayorÌa, de la DirecciÛn General de Fondos Europeos de la Junta de AndalucÌa. Todas las cuantÌas asignadas a los fondos estructurales est·n expresadas en millones de euros de 2001, y, como los datos de stock de capital p˙blico del IVIE ñque son utilizados en epÌgrafes posterioresest·n expresados en millones de euros de 1999, para expresarlos en dicha base se ha aplicado el deflactor implÌcito del VAB (INE, 2002).

Una cuestiÛn muy importante es que tanto en la informaciÛn proporcionada por el Ministerio de Hacienda como por la Junta de AndalucÌa, los datos estaban expresados originariamente en tÈrminos de ìcoste o gasto elegibleî. Esto significa que la informaciÛn proporcionada por estas fuentes no refleja de forma diferenciada la cuantÌa de cada programa que financia de forma especÌfica cada administraciÛn: UniÛn Europea (a travÈs de cualquiera de sus fondos), AdministraciÛn Central y/o Junta de AndalucÌa, sino que suministran el importe global de euros que para cada programa operativo gestiona la Junta de AndalucÌa, la AdministraciÛn Central o ambas (sin tener en cuenta que parte de lo que gestiona la Junta de AndalucÌa procede de la UniÛn Europea y otra parte de ella misma, y lo mismo para el caso de la AdministraciÛn Central). Para poder conocer, entonces, cu·nto aporta cada administraciÛn a la financiaciÛn de un determinado programa o medida ha sido necesario utilizar las tasas de intervenciÛn o cofinanciaciÛn que se aplican por acciÛn o eje, independientemente de cu·l sea el Ûrgano gestor o ejecutor.¹⁰ En los cuadros adjuntos aparecen ìsombreadasî las columnas calculadas por nosotros a partir de dichas tasas o porcentajes, y en blanco las que proceden de la AdministraciÛn Central y de la DirecciÛn General de Fondos Europeos de la Junta de AndalucÌa¹¹.

⁸ La razÛn por la cual nos hemos centrado en el MAC 94-99 y no en el MAC 00-06 es porque nos interesaba especialmente cuantificar su impacto sobre el PIB y el empleo teniendo en cuenta los datos de cierre ñ diciembre de 2001- de los programas operativos a travÈs de los cuales se ha desarrollado.

⁹ Dentro de las actuaciones del marco plurirregional se incluyen adem·s algunas actuaciones, de cuantÌa menor, cofinanciadas por las Administraciones Locales.

Por ˙ltimo, nos parece interesante destacar que si comparamos el importe total del Marco de Apoyo Comunitario programado (Ministerio de EconomÌa y Hacienda, 2000, p.351), con el MAC realmente ejecutado a diciembre de 2001, se observa que el volumen total de fondos ejecutados supera en unos 1800 millones de euros de 1999 al programado inicialmente.

FEDER

¹⁰ Para el caso del FEDER, hemos tomado una tasa del 62,5% para el eje 1 y 3, una tasa del 72,5 % para los ejes 2, 4, 5 y 7, del 75% para el eje 8 y del 63,5% aproximadamente para el eje 6. En el caso del FEOGA-O, se ha utilizado una tasa ˙nica del 75%. Para el FSE el 72,5% para los ejes 2 y 4, y del 75% para el eje 8. Finalmente, el IFOP cofinancia el eje 5 en un porcentaje del 73,5% (DirecciÛn General de Fondos Europeos, 2000).

Excepto en el caso del Programa Operativo de Desarrollo y DiversificaciÛn EconÛmica de Zonas Rurales (parte relativa al FEOGA-O), en donde lo que financia cada AdministraciÛn de forma especÌfica, es lo que nos ha sido suministrado, mientras que la cuantÌa de fondos estructurales que gestiona cada AdministraciÛn ni disponemos de ella, ni hemos podido calcularla a partir de las tasas de cofinanciaciÛn por ejes y fondos (c·lculos aproximativos reflejan que las tasas de intervenciÛn programadas en el PDR 00-06 parecen ser superiores a las realmente aplicadas).

FEOGA-O

FSE

IFOP

(1) En el programa Operativo de AndalucÌa financiado por el FEDER no incluimos la cuantÌa que gestiona la AdministraciÛn Local.

(2) En el Programa Operativo de Desarrollo y DiversificaciÛn EconÛmica de las Zonas Rurales, cuando la ayuda europea procede del FEDER participan en su gestiÛn la Junta de AndalucÌa y la AdministraciÛn Local; pero si la financiaciÛn europea procede del FEOGA-O la gestiÛn corresponde a la Junta de AndalucÌa y a la AdministraciÛn Central (en este ˙ltimo caso no disponemos de informaciÛn diferenciada de la cuantÌa del FEOGA-O que gestiona cada una de las Administraciones por separado).

(3) En todos los cuadros la Fuente es: DirecciÛn General de Fondos Europeos de la Junta de AndalucÌa (00, 01, 02), DirecciÛn General de Fondos Europeos y FinanciaciÛn Territorial del Ministerio de Hacienda (00) y elaboraciÛn propia a partir de los datos proporcionados por dichas fuentes.

III. MARCO ANALÍTICO

Los efectos a largo plazo sobre la economÌa andaluza de las inversiones contempladas en el MAC 1994-1999 se han evaluado a partir del denominado ìefecto Aschauerî. Dicho efecto consiste en el efecto positivo que el capital p˙blico en general, y las infraestructuras en particular, tiene sobre la productividad de los factores privados de producciÛn. Se trata claramente de un efecto de oferta que se traduce en un aumento de la producciÛn real de la economÌa en cuestiÛn a largo plazo y su mediciÛn se realiza a travÈs de la estimaciÛn economÈtrica de las elasticidades de una funciÛn de producciÛn ampliada en la que junto a los inputs privados aparece el capital p˙blico. Los coeficientes estimados dan una medida de los efectos de las infraestructuras durante la operaciÛn de las mismas, pero no durante su fase de realizaciÛn.

Mediante la generaciÛn de economÌas externas y la consiguiente reducciÛn en los costes de producciÛn en las diferentes actividades, la provisiÛn de capital p˙blico desempeÒa un papel fundamental a la hora de establecer las bases para un crecimiento sostenido y equilibrado. Es por ello que la importancia de la dotaciÛn de infraestructuras y equipamientos colectivos para el desarrollo econÛmico de un paÌs o una regiÛn es un hecho ampliamente reconocido.

En este sentido, existe un conjunto de trabajos de investigaciÛn que, siguiendo el artÌculo pionero de Aschauer (1989), subrayan la influencia de la dotaciÛn de infraestructuras, aproximada por el volumen de capital p˙blico, sobre la productividad del sector privado y, en general, sobre el desarrollo de la actividad econÛmica [vÈase Draper y Herce (1994) o Sosvilla Rivero y Herce (2001) para una revisiÛn de la literatura].

III.1.Efectos sobre la producción

Puesto que los servicios p˙blicos generan economÌas externas en consecuencia, menores costes productivos, podemos afirmar, siguiendo a Arrow y Kurz (1970), que la producciÛn en el sector privado vendrÌa afectada directamente por aquellos servicios proporcionados por las infraestructuras p˙blicas, que se aproximan habitualmente por el volumen de capital p˙blico. De este modo, el punto de partida de nuestro an·lisis viene dado por una sencilla funciÛn de producciÛn agregada para el sector privado de la economÌa, en la que el capital de propiedad p˙blica aparece como un factor de producciÛn diferente del capital de propiedad privada:

\[Y = A F (K, K G, N),\tag{1}\]

donde Y es el nivel de producciÛn privada, A es un Ìndice de progreso tÈcnico, K es el volumen de capital privado, KG es el volumen de capital p˙blico, y N es el trabajo.

Por simplicidad, suponemos que la tecnologÌa es del tipo Cobb-Douglas:

\[Y = A K ^ {\alpha 1} K G ^ {\alpha 2} N ^ {\alpha 3}\tag{2}\]

de manera que si en esta ˙ltima expresiÛn tomamos logaritmos y representamos por letras min˙sculas el logaritmo de su correspondiente may˙scula, obtenemos

\[y = a + \alpha_ {1} k + \alpha_ {2} k g + \alpha_ {3} n\tag{3}\]

Siguiendo a Aschauer (1989), podemos considerar dos posibilidades. Por una parte, la funciÛn F(•) en (1) podrÌa presentar rendimientos constantes a escala con respecto a los factores productivos privados, capital y trabajo, o lo que serÌa lo mismo, rendimientos crecientes a escala con respecto al conjunto total de factores (esto es, , respectivamente), pudiÈndose entonces expresar nuestra relaciÛn de la manera siguiente

\[(y - k) = a + \alpha_ {2} k g + \alpha_ {3} (n - k)\tag{4}\]

Por otra parte, la funciÛn F(•) podrÌa presentar rendimientos constantes a escala con respecto a todos los factores, lo que implicarÌa la presencia de rendimientos decrecientes a escala para los factores productivos (esto es, , respectivamente), por lo que la funciÛn de producciÛn (3) podrÌa expresarse alternativamente como

\[(y - k) = a + \alpha_ {2} (k g - k) + \alpha_ {3} (n - k)\tag{5}\]

ObsÈrvese que las dos ecuaciones (4) y (5) son casos particulares de la siguiente especificaciÛn m·s general

\[(y - k) = a + \alpha_ {1} ^ {\prime} k + \alpha_ {2} k g + \alpha_ {3} (n - k)\tag{6}\]

donde . La ecuaciÛn (6) constituye la base para nuestro an·lisis empÌrico: si el coeficiente estimado para fuese positivo y estadÌsticamente significativo, entonces el stock de capital p˙blico presentarÌa una externalidad positiva, por lo que la acumulaciÛn de capital p˙blico mejorarÌa la productividad del capital privado.

Como puede verse en la ecuaciÛn (6), si el coeficiente estimado para no fuese significativamente distinto de cero, no se rechazarÌa la hipÛtesis de rendimientos crecientes a escala para el conjunto de factores, siendo (4) la ecuaciÛn relevante en este caso. Por el contrario, si el coeficiente estimado para no fuese significativamente distinto al estimado para con el signo opuesto (esto es, , entonces no se rechazarÌa la hipÛtesis de rendimientos constantes a escala para la totalidad de factores, debiÈndose estimar entonces la ecuaciÛn (5).

III.2. Efectos sobre el empleo

Bajo condiciones de competencia perfecta y ausencia de costes de ajuste, las empresas elegir·n el nivel de empleo de forma que el producto marginal de este factor sea igual al salario real (W). Diferenciando la funciÛn de producciÛn (2) con respecto al empleo e igualando el resultado al salario real, se obtiene la condiciÛn:

\[\frac {\partial Y}{\partial N} = \alpha_ {3} K ^ {\alpha 1} K G ^ {\alpha 2} N ^ {\alpha 3 - 1} = W\tag{7}\]

Que implÌcitamente define una funciÛn de demanda de trabajo. Despejando el nivel de empleo se llega a:

\[N = \left[ \frac {\alpha_ {3} K ^ {\alpha 1} K G ^ {\alpha 2}}{W} \right] ^ {1 / (1 - \alpha_ {3})}\tag{8}\]

y, tomando logarÌtmos, tenemos:

\[n = \frac {1}{\left(1 - \alpha_ {3}\right)} \left[ \ln \alpha_ {3} + \alpha_ {1} k + \alpha_ {2} k g - w \right]\tag{9}\]

IV. RESULTADOS EMPÍRICOS

El an·lisis empÌrico se realiza mediante la aplicaciÛn de tÈcnicas economÈtricas de series temporales a partir de datos anuales correspondientes a la economÌa andaluza y sus provincias que cubren el perÌodo 1964-2001.

Las series utilizadas son las siguientes:¹²

y = Valor AÒadido Bruto a coste de los factores (VABcf)

k = stock de capital privado

kg = stock de capital p˙blico (carreteras, puertos ferrocarriles, aeropuertos, sanidad y educaciÛn)

n = empleos totales en el sector privado

Los datos proceden de la FundaciÛn BBVA-IVIE y, excepto n (que viene dada en miles de personas), se expresan en millones de euros de 1999. Respecto al salario real, se ha utilizado como variable aproximativa el coste salarial andaluz deflactado por un Indice de Precios de Consumo de AndalucÌa modificado para que el aÒo base fuese 1999.

La metodologÌa economÈtrica utilizada para evaluar con estos datos la hipÛtesis de Aschauer se basa en tÈcnicas de cointegraciÛn [vÈase Dolado, Jenkinson y Sosvilla-Rivero (1990) y Hendry (1995)]. Se trata pues de analizar si existe o no una relaciÛn lineal estacionaria entre variables estacionarias, lo que permitirÌa estimar y contrastar la posible relaciÛn de largo plazo entre dichas variables, tal y como sugiere la TeorÌa EconÛmica, evitando asÌ regresiones espurias.

Una de las principales crÌticas que se han hecho a la literatura empÌrica acerca de la influencia de la dotaciÛn de infraestructuras sobre la productividad del sector privado se basa en el hecho de la posible simultaneidad entre producciÛn privada y capital p˙blico. En efecto, se ha seÒalado frecuentemente que, a medida que crecen la producciÛn y la productividad, el sector p˙blico podrÌa aumentar sus gastos de inversiÛn, de manera que el capital p˙blico serÌa un bien superior en el sentido de que su demanda crecerÌa m·s r·pidamente que la renta. El ignorar esta posible relaciÛn de simultaneidad da lugar al problema de la "causaciÛn inversa", al tratar al capital p˙blico como una variable exÛgena en lugar de como potencialmente endÛgena. Con el fin de corregir el sesgo de simultaneidad, empleamos como proponen Bajo Rubio y Sosvilla Rivero (1993), el mÈtodo de estimaciÛn de Phillips y Hansen (1990) que es robusto a la presencia de correlaciÛn serial y sesgo de endogeneidad.

AsÌ pues, tras examinar el orden de integrabilidad de las variables, se investiga la presencia o no de relaciones lineales estacionarias entre dichas variables. Para ello, en una primera etapa, llevamos a cabo regresiones en niveles de las variables, usando para contrastar la hipÛtesis nula de no cointegraciÛn los estadÌsticos habituales: el Durbin-Watson y el Dickey-Fuller (en su versiÛn aumentado) sobre los residuos de la regresiÛn de cointegraciÛn (CRDW y CRADF, respectivamente)¹³.

¹² Todas las series utilizadas en el análisis están expresadas en logaritmos (por eso aparecen en letras minúsculas).

¹³ Para una revisiÛn de estos contrastes vÈanse, por ejemplo, Dolado, Jenkinson y Sosvilla-Rivero (1990) o Campbell y Perron (1992)

En una segunda etapa, realizamos una especificaciÛn din·mica mediante la estimaciÛn de los denominados ìmodelos de correcciÛn del equilibrioî (MCEQ), que no sÛlo pueden contribuir a explicar el proceso de ajuste de las variables a sus relaciones de equilibrio incorporando la informaciÛn proporcionada por los desequilibrios pasados, sino que tambiÈn pueden tratarse como un contraste adicional m·s robusto de la validez de las regresiones de cointegraciÛn como relaciones de largo plazo (vÈase Kremers, Ericsson y Dolado, 1992). En efecto, de acuerdo con el Teorema de RepresentaciÛn de Granger [vÈanse Granger (1986) y Engle y Granger (1987)], si un conjunto de variables est·n cointegradas, entonces existe una representaciÛn de dichas variables en forma de MCEQ, y viceversa.

En la literatura economÈtrica se han realizado dos grandes propuestas sobre la estimaciÛn de estos MCEQ. Por una parte, Engle y Granger (1987) recomiendan utilizar un procedimiento biet·pico seg˙n el cual se estimarÌa por mÌnimos cuadrados ordinarios (MCO) de una versiÛn en primeras diferencias de la relaciÛn objeto de estudio, a la que se le aÒadirÌa el error de equilibrio desfasado de las relaciones de cointegraciÛn de la primera etapa. Por otra parte, otro grupo de autores (vÈase, por ejemplo, Banerjee et al., 1986) sugieren realizar la estimaciÛn conjunta por mÌnimos cuadrados no lineales (MCNL) de las relaciones a corto y largo plazo mediante un MCEQ cuyo tÈrmino de correcciÛn recoja la relaciÛn de cointegraciÛn desfasada. En particular, Banerjee, Dolado y Mestre (1998) ofrecen un contraste de cointegraciÛn basado en la significaciÛn del estadÌstico t del coeficiente de este ˙ltimo tÈrmino. En la aplicaciÛn empÌrica adoptaremos ambas propuestas.

En primer lugar, con el fin de examinar el grado de integraciÛn de las series, empleamos los contrastes no paramÈtricos de raÌces unitarias propuestos por Phillips y Perron (1998) que, como es bien sabido, generalizan la especificaciÛn del proceso generador de datos, abandonando el supuesto simplicador de perturbaciones idÈnticas e independientemente distribuidas subyacente en los contrastes cl·sicos de Dickey y Fuller (1979), e imponiendo condiciones m·s generales sobre la secuencia de la perturbaciÛn.

El Cuadro 1 ofrece los resultados de estos contrastes, que sugieren que la hipÛtesis nula de que las variables contienen una raÌz unitaria no puede rechazarse en ning˙n caso a los niveles usuales de significatividad. Asimismo, la existencia de una segunda raÌz unitaria se rechaza para todas las series estudiadas.

Cuadro 1: Contraste de raíces unitarias^{(1) (2)} A) Primeras diferencias de las variables

B) Niveles de las variables

Notas: hacen referencia a los valores del contraste de Phillips y Perron con constante y tendencia, con constante y sin constante, respectivamente. ⁽²⁾ Todas las variables est·n expresadas en logaritmos. *, ** y *** representan, respectivamente, significatividad al 10%, 5% y 1%, utilizando los valores crÌticos de Mackinnon (1991)

Una vez que hemos determinado el orden de integrabilidad de las diferentes variables, investigamos la presencia o no de relaciones de cointegraciÛn entre ellas. En otras palabras, se trata de analizar si existen o no relaciones lineales estacionarias entre variables no estacionarias, lo que permitirÌa estimar y contrastar las posibles relaciones de largo plazo entre dichas variables, tal y como sugiere la teorÌa econÛmica.

IV.1 Efectos sobre la producción

Estimaciones previas de la ecuaciÛn (6) sugieren que el coeficiente estimado para el stock de capital privado es significativamente distinto de cero, por lo que se rechazarÌa la hipÛtesis de rendimientos crecientes a escala para la totalidad de factores. Por otra parte, un contraste de Wald sobre la hipÛtesis , indicando que no podemos rechazar la presencia de rendimientos constantes a escala, es lo que nos lleva a estimar la ecuaciÛn (5).

El Cuadro 2 recoge los resultados de la estimaciÛn de dicha ecuaciÛn. Como se observa en el panel superior, correspondiente a las regresiones de cointegraciÛn estimadas por el procedimiento de Phillips y Hansen (1990), los contrastes CRDW y CRADF nos permiten rechazar a los niveles habituales la hipÛtesis nula de no cointegraciÛn, por lo que tales relaciones podrÌan considerarse como relaciones de equilibrio a largo plazo. NÛtese que el coeficiente estimado para el stock de capital p˙blico es estadÌsticamente significativo al 1 por ciento, siendo la elasticidad estimada de la producciÛn privada respecto al capital p˙blico igual a 0,12, mientras que la elasticidad estimada con respecto al trabajo es 0,37. Ambas elasticidades son inferiores a las obtenidas para el caso espaÒol por Bajo-Rubio y Sosvilla-Rivero (1993) , respectivamente]. Este resultado estarÌa en lÌnea con la literatura empÌrica internacional, dado que aquellos trabajos en los que se emplean series temporales a nivel nacional obtienen elasticidades mayores que las derivadas de los estudios que se realizan con una desagregaciÛn mayor a la nacional (estados, regiones o municipios) [vÈanse Draper y Herce (1994) o Sosvilla y Herce (2001)]. Esta discrepancia podrÌa explicarse por el hecho de que se pierden los denominados "efectos difusiÛn o desbordamiento" que el capital p˙blico de una regiÛn tiene sobre la productividad del sector privado en otras regiones [vÈanse M·s et al. (1994, 1996) y Gil et al. (1998)]. En este sentido, cabe seÒalar que AvilÈs et al. (2001), a partir de un enfoque dual, seÒalan que, de no tener en cuenta los efectos desbordamiento, la elasticidad del output respecto al capital p˙blico es ñ0,8 para AndalucÌa, mientras que si se tienen en cuenta dichos efectos, el impacto efectivo o total de las infraestructuras serÌa 0,13. Sin embargo, MartÌnez (2000 y 2001), haciendo uso de una funciÛn de producciÛn que incorpora para cada regiÛn una medida de los efectos desbordamiento de las infraestructuras localizadas en otras regiones, no encuentra evidencia de la existencia de los mismos. Por ˙ltimo, hay que tener en cuenta la posibilidad de que los efectos desbordamiento so sÛlo se circunscriban al capital p˙blico, sino tambiÈn al capital privado instalado en otras regiones.

Cuadro 2 Estimación de la hipótesis de Aschauer (i)

En cuanto a los resultados de la estimaciÛn del MCEQ, presentados en el panel inferior del Cuadro 2, la hipÛtesis nula de no existencia de un mecanismo de correcciÛn del equilibrio se rechaza a un nivel de significatividad del 1 por ciento, lo que confirmarÌa la regresiÛn de cointegraciÛn como relaciÛn de largo plazo entre las variables objeto de estudio. Cabe destacar el hecho de que los coeficientes de largo plazo estimados presentan escasas diferencias con respecto a los obtenidos en la primera etapa, asÌ como que el coeficiente del stock de capital p˙blico desfasado sea positivo (0,14) y significativamente distinto de cero.

En el Cuadro 2 presentamos tambiÈn algunos contrastes estadÌsticos de validaciÛn: N es un contraste de normalidad de los residuos del modelo, LM es un contraste de autocorrelaciÛn de los residuos, y ARCH es un contraste de la heteroscedasticidad condicional autorregresiva de los residuos. Ninguno de dichos contrastes muestra ninguna seÒal de mala especificaciÛn en el modelo estimado.

Con el fin de comprobar una vez m·s la robustez de las estimaciones obtenidas, se ha creado un panel de datos a partir de la informaciÛn estadÌstica disponible para las provincias andaluzas. Para ello, y en una primera etapa, se ha contrastado la presencia de raÌces unitarias en las series estudiadas en el panel. En este sentido, y aunque habitualmente se utilizan los contrastes de Levin y Lin (1993) y de Im, Pesaran y Shim (2003), los experimentos realizados por Breitung (2000) sugieren que estos contrastes presentan pÈrdidas de poder en muestras pequeÒas. Es por ello que en este trabajo hemos empleado los contrastes propuesto s por Harris y Tzavalis (1999) que se comportan relativamente mejor. Como se aprecia en el Cuadro 3, los resultados obtenidos indican que las series analizadas en el panel son integradas de orden 1, en consistencia con las conclusiones obtenidas de su an·lisis temporal individual. En una segunda etapa, se han empleado mÈtodos de estimaciÛn con datos de panel que contemplan la existencia de cointegraciÛn (vÈase Kao, Chiang y Chen, 1998). El Cuadro 4 presenta los resultados obtenidos mediante dos mÈtodos de estimaciÛn alternativos: mÌnimos cuadrados ordinarios y Phillips-Hansen. Como puede observarse, los resultados son similares a los obtenidos a partir de la serie agregada de AndalucÌa. Por ˙ltimo, el Cuadro 5 ofrece contrastes de cointegraciÛn que indican una vez m·s la existencia de una relaciÛn a largo plazo entre las variables objeto de estudio.

Cuadro 3: Contraste de Raíces Unitarias en panel

Nota: p-valor en parÈntesis

Cuadro 4: Resultados de la estimación con datos de las provincias andaluzas [variable dependiente (y-k)_t]

Nota: EstadÌsticos t en parÈntesis

Cuadro 5: Nota: p-valor en parÈntesis.

IV.2. Efectos sobre el empleo

El Cuadro 6 ofrece los resultados de la estimaciÛn de la demanda de trabajo. Debe tenerse en cuanta que, dado que la ecuaciÛn de producciÛn relevante ha resultado ser la expresiÛn (5), diferenciando dicha funciÛn con respecto al empleo e igualando el resultado al salario real, se obtiene la siguiente funciÛn de demanda de trabajo (expresada en logaritmos):

\[(n - k) = \frac {1}{(1 - \alpha_ {3})} \left[ \ln \delta_ {1} + \delta_ {2} (k g - k) + \delta_ {3} k - w \right]\tag{10}\]

Al igual que sucediera en el Cuadro 2, los contrastes CRDW y CRADF nos permiten rechazar a los niveles habituales la hipÛtesis nula de no cointegraciÛn, por lo que las relaciÛn estimada podrÌa considerarse como una relaciÛn de equilibrio a largo plazo. El coeficiente estimado para el stock de capital p˙blico es estadÌsticamente significativo al 1 por ciento, siendo la elasticidad estimada de la demanda de trabajo respecto al capital p˙blico igual a 0,32. Respecto al stock de capital privado, se obtiene un coeficiente negativo y significativo, lo que podrÌa ser interpretado como evidencia de una cierta sustituciÛn entre los factores productivos privados. Esta relaciÛn de sustituibilidad entre factores tambiÈn la detectan AvilÈs al. (2001) sobre la base de una funciÛn de costes. Por su parte, los resultados de la estimaciÛn del MCEQ sugieren que la hipÛtesis nula de no existencia de un mecanismo de correcciÛn del equilibrio se rechaza a un nivel de significatividad del 1 por ciento, lo que confirmarÌa la regresiÛn de cointegraciÛn como relaciÛn de largo plazo entre las variables objeto de estudio. Por ˙ltimo, los coeficientes de largo plazo estimados presentan escasas diferencias con respecto a los obtenidos en la primera etapa.

Cuadro 6 Estimación de la demanda de trabajo(i)

Notas: (i) estadÌsticos t entre parÈntesis. (ii) El modelo estimado por mÌnimos cuadrados no lineales es el siguiente: _{1 1 1 1}( ) ( ) [( ) ( ) ] _{t t t t t t t}∆ − = ∆ + ∆ − + ∆ − − − − − − − n k wt kg k k n k w kg k k α ϑ λ β _{γ µ − − − −}θ _η

V. SIMULACIONES

Las estimaciones anteriores permiten realizar una serie de ejercicios de simulaciÛn con el fin de examinar los efectos a largo plazo derivados de la ejecuciÛn de las inversiones contempladas en el MAC 1994-1999.

En este apartado realizamos una evaluaciÛn ex post, dado que las series andaluzas ya contienen el incremento en capital p˙blico y capital privado derivado de las ayudas europeas efectivamente recibidas durante dicho perÌodo 1994-1999 (escenario de referencia). AsÌ pues, se ha procedido a reducir de las series andaluzas las inversiones en estas ·reas correspondientes a dichas ayudas europeas con el fin de obtener los efectos de su ausencia (simulaciÛn sin ayudas). Se crea asÌ una economÌa andaluza artificial con dotaciones de capital p˙blico y privado inferiores a las efectivamente observadas que constituyen la base para este ejercicio contrafactual. La diferencia entre los resultados obtenidos en el escenario base y la simulaciÛn sin ayudas constituye la medida del bonus de crecimiento de las inversiones realizadas con cargo a las ayudas europeas durante el perÌodo 1994-1999.

En el Gr·fico 1 y en el Cuadro 7 se ofrecen los resultados obtenidos en tÈrminos de tasas de crecimiento del VABcf en euros constantes de 1999. Como se observa, la realizaciÛn de dichas inversiones habrÌa generado un incremento del VABcf real en el aÒo 1994 de un 2,59 por ciento sobre el escenario sin MAC, para aumentar a un 4,91 como promedio entre 1995 y 1999, y caer luego a un 2,87 y un 2,12 por ciento en el 2000 y en el 2001, respectivamente. En tÈrminos comparativos, este crecimiento diferencial se habrÌa traducido en que AndalucÌa, en lugar de ocupar en 1998 el puesto 198 en el ranking de las 210 regiones europeas en PIB per c·pita (expresadas en paridad del poder adquisitivo), habrÌa estado situada en el puesto 202 de no recibir las ayudas estructurales programadas en el MAC 94- 99¹⁴. Respecto a las regiones objetivo n˙mero 1, AndalucÌa ocupaba en 1997 el lugar 46 de las 57 existentes, pero sin la ejecuciÛn del MAC 94-99 habrÌa estado situada en el puesto 48.

¹⁴ Debido a restricciones de datos, realizamos la comparaciÛn para el aÒo 1998, al ser la fecha m·s reciente para la que se tiene informaciÛn homogÈnea para todas las regiones europeas (ComisiÛn Europea, 2003).

Gráfico 1: Efectos del MAC 94-99 sobre el VAB real andaluz (Diferencia porcentual del escenario con MAC respecto a la simulación sin MAC) Cuadro 7:

Efectos del MAC 1994-1999 sobre el VAB real andaluz Nota: Diferencia porcentual en el VABcf real andaluz con MAC respecto a la simulaciÛn sin MAC.

Por su parte, el Cuadro 8, ofrece los resultados de la simulaciÛn en tÈrminos del nivel de VABcf real. Como se aprecia en dicho cuadro, nuestro escenario sin MAC 94-99 supone que durante el perÌodo 1993-2001 la economÌa andaluza hubiese crecido en tÈrminos reales a una tasa acumulativa del 3,261 por ciento frente a un crecimiento del 3,570 por ciento que ha experimentado al llevarse a cabo el MAC 1994-1999. Estas trescientas nueve milÈsimas (o tres dÈcimas) acumulativas de crecimiento extra anual generadas por el MAC 94-99 se descompondrÌan en una milÈsima de crecimiento extra debida a las actuaciones financiadas por la AdministraciÛn Local (AL), cincuenta y seis correspondientes a la Junta de AndalucÌa (JA), cincuenta y dos debidas a las actuaciones financiadas por la AdministraciÛn Central del Estado (AC), y ciento noventa y ocho milÈsimas a las financiadas por la UE .

¹⁵ La diferencia entre la cuantÌa de crecimiento extra total y la suma de las debidas a cada una de las Administraciones se debe al redondeo a tres decimales.

Cuadro 8: Efectos del MAC 1994-1999 sobre la producción real andaluza Nota: VABcf en euros de 1999

En cuanto al empleo, el Cuadro 9 ofrece las cifras de empleados bajo los dos escenarios. Como se aprecia en dicho cuadro, el empleo en la economÌa andaluza ha crecido durante el perÌodo 1993-2001 a una tasa acumulativa del 4,73 por ciento frente a un crecimiento del 4,42 por ciento que experimentarÌa de no llevarse a cabo el MAC 1994-1999. El Cuadro 10, por su parte, presenta un detalle del n˙mero de empleos mantenidos o sostenidos gracias a las actuaciones del MAC 94-99, diferenciando por el agente institucional. Los resultados sugieren que el MAC 94-99 habrÌa generado o mantenido 74.334 empleos como promedio durante el perÌodo 1993-2001, 12.707 de ellos gracias a las actuaciones financiadas por la AC, 13.133 a las financiadas por la JA, 164 a las financiadas por las AL y los 48.330 restantes se deberÌan a las financiadas por la UE.

Cuadro 9: Efectos del MAC 1994-1999 sobre el empleo andaluz Nota: Miles de empleos

Cuadro 10: Desglose institucional de los efectos del MAC 94-99 sobre el empleo andaluz Nota: N˙mero de empleos creados o mantenidos

El Cuadro 11 muestra las tasas de paro que se obtendrÌan bajo los escenarios con o sin MAC. Como puede apreciarse, el empleo generado o mantenido gracias al MAC 94-99 supondrÌa una reducciÛn promedio de la tasa de paro en unos 2,70 puntos porcentuales, contribuyendo las actuaciones financiadas por la AC y por la JA con cuarenta y siete centÈsimas cada una y las financiadas por la UE con 1, 75 puntos porcentuales. Por su parte, el Gr·fico 2 ofrece la variaciÛn temporal en la reducciÛn de la tasa de paro debida al MAC 94-99 en su conjunto.

Cuadro 11: Efectos del MAC 94-99 sobre la tasa de paro andaluza

Gráfico 2: Efectos del MAC 94-99 sobre la tasa de paro andaluza Nota: DesviaciÛn de la tasa de paro sin MAC respecto al escenario con MAC

VI. CONCLUSIONES

En este trabajo hemos realizado diversas simulaciones con el fin de presentar una evaluaciÛn de los efectos a largo plazo del MAC 1994-1999 sobre la economÌa andaluza.

Para ello, hemos estimado, por mÈtodos economÈtricos robustos (tanto para AndalucÌa en su conjunto como a partir de series provinciales), una funciÛn de producciÛn agregada para el sector privado de la economÌa, en la que el capital de p˙blico en infraestructuras aparece como un factor de producciÛn diferente del capital de propiedad privada, obteniÈndose que la elasticidad estimada de la producciÛn privada respecto al capital p˙blico es igual a 0,12, mientras que la elasticidad estimada con respecto al trabajo es 0,37. Ambas elasticidades son inferiores a las obtenidas para el caso espaÒol [0,19 y 0,39, respectivamente], debido a que no se contemplan los denominados "efectos difusiÛn o desbordamiento" que el capital p˙blico (y quiz·s tambiÈn del capital privado) de una regiÛn tiene sobre la productividad del sector privado en otras regiones. En este sentido, los resultados obtenidos deben tomarse con la debida cautela, pues no tienen en cuenta dichos efectos que podrÌan incrementar a˙n m·s el impacto derivado de la realizaciÛn de las distintas ayudas estructurales recibidas por AndalucÌa.

Las simulaciones realizadas para evaluar las inversiones programadas dentro del MAC 94-99 sugieren que dichas inversiones habrÌan generado un incremento de la producciÛn real andaluza en el aÒo 1994 de un 2,59 por ciento sobre el escenario sin MAC, para aumentar a un 4,91 como promedio durante el perÌodo 1995-1999 y caer luego a un 2,87 y un 2,12 por ciento en el 2000 y en el 2001, respectivamente. Estas cifras suponen que, durante el perÌodo 1993-2001, la economÌa andaluza habrÌa crecido en tÈrminos reales a una tasa acumulativa del 3,26 por ciento de no recibir las inversiones del MAC 94-99, frente al crecimiento del 3,57 por ciento que efectivamente ha experimentado al recibir dichas inversiones. Este crecimiento diferencial se habrÌa traducido en que AndalucÌa, en lugar de ocupar en 1998 el puesto 198 en el ranking de las 210 regiones europeas en PIB per c·pita (expresadas en paridad del poder adquisitivo), habrÌa estado situada en el puesto 202 de no recibir las ayudas estructurales programadas en el MAC 94-99. En cuanto al empleo, los resultados obtenidos indican que las inversiones del MAC 1994-1999 habrÌan generado o mantenido una media de 74.334 empleos durante el perÌodo 1994-2001, lo que supondrÌa una reducciÛn promedio de la tasa de paro en unos 2,70 puntos porcentuales.

Por administraciones p˙blicas, las simulaciones realizadas sugieren que las trescientas nueve milÈsimas acumulativas de crecimiento real extra anual generadas por el MAC 94-99 se descompondrÌa en una milÈsima debida a las actuaciones financiadas por la AdministraciÛn Local (AL), cincuenta y dos milÈsimas debidas a las actuaciones financiadas por la AdministraciÛn Central del Estado (AC), cincuenta y seis milÈsimas a las correspondientes a la Junta de AndalucÌa (JA) y ciento noventa y ocho milÈsimas a las financiadas por la UE. En cuanto al empleo, 164 de los 74.334 empleos adicionales corresponderÌan a las Administraciones Locales, 12.707 a las actuaciones financiadas por la AC, 13.133 a las financiadas por la JA y los 48.330 restantes se deberÌan a las financiadas por la UE. Por ˙ltimo, la reducciÛn promedio de 2,70 puntos porcentuales en la tasa de paro andaluza se descompondrÌa en 0,47 puntos porcentuales debidas tanto a las actuaciones financiadas por la AC como por la JA y 1,75 a las financiadas por la UE.

VII.- REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS

References

1. Akaike, H. (1970): ìStatistical predictor identificationî, Ann. Inst. Statist. Math, Vol. 22, pp.203-217.

References

1. Arrow, K. J. y Kurz, M. (1970): Public investment, the rate of return, and optimal fiscal policy (Baltimore: The Johns Hopkins Press).

References

1. Aschauer, D. A. (1989): ìIs public expenditure productive?”, Journal of Monetary Economics, Vol. 23, pp. 177-200.

References

1. AvilÈs Zugasti, A., GÛmez GarcÌa, R. y S·nchez Maldonado, J. (2001): ìThe effects of public infrastructure on the cost structure of Spanish industriesî, Spanish Economic Review, Vol. 3, pp. 131-150.

References

1. Bajo Rubio, O. y Sosvilla Rivero, S. (1993): ìDoes public capital affect private sector performance? An analysis of the Spanish case, 1964-1988î, Economic Modelling, Vol. 10, 179-185.

References

1. Bajo-Rubio, S. y Sosvilla-Rivero, S. (1998): "El crecimiento econÛmico en EspaÒa, 1964-93. Algunas regularidades empÌricas", en Joseba de la Torre y Mario GarcÌa-Z˙Òiga (eds.), Hacienda y Crecimiento Económico. La Reforma de Mon, 150 Años Después (Madrid: Marcial Pons), pp. 213-248.

References

1. Banerjee, A., Dolado, J. J, y Mestre, R. (1999): ìError-correction mechanism tests for cointegration in a single-equation frameworkî, Journal of Time Series Analysis, Vol. 49, pp. 267-283.

References

1. Banerjee, A., Dolado, J. J., Hendry, D. y Smith, G. (1986): ìExploring equilibrium relationships in econometrics through static models : Some Monte Carlo evidenceî, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, Vol. 48, pp. 253-277.

References

1. Biescas, J.A. (1999): ìFondos estructurales y Disparidades territorialesî en Encuentro sobre La reforma de los fondos europeos: una perspectiva autonómica, UIMP, Santander .

References

1. Breitung, J. (2000): "The local power of some unit root tests for panel data", Advances in Econometrics, Vol. 15, pp. 161-178.

References

1. Campbell, J. y Perron. P. (1991): ìPitfalls and opportunities: What macroeconomists should know about unit rootsî, NBER Macroeconomics Annual, pp. 141-201.

References

1. Castells, A. (1999): ìAlgunas reflexiones sobre el papel del Sector P˙blico en la reducciÛn de los desequilibrios regionalesî, pp: 7-20 en Castells, A. y Bosch, N. (1999): Desequilibrios territoriales en España y Europa, Editorial Ariel, Barcelona.

References

1. ComisiÛn Europea (2003): Segundo informe intermedio sobre la cohesión económica y social (disponible en: http://europa.eu.int/comm/regional_policy/sources/docoffic/official/reports/interim2_e s.htm).

References

1. Correa, M.D. y Manzanedo, J. (2002): ìPolÌtica regional espaÒola y europea. PerÌodo 1983- 1999î. Documento de trabajo SGFCC-2002-05, SecretarÌa de Estado de Presupuestos y Gastos. Ministerio de Hacienda.

References

1. Cuadrado, J.R.(1998): Convergencia regional en España, FundaciÛn Argentaria, Madrid.

References

1. Delgado, M. y Rom·n, C. (Eds) (1995): Ocho análisis de la Economía Andaluza, Instituto de desarrollo Regional, Sevilla.

References

1. Dickey, D. A. y Fuller, W. A. (1979): ìDistribution of the estimators for autoregressive time series with a unit rootî, Journal of the American Statistical Association, Vo. 74, pp. 427-431.

References

1. DirecciÛn General de Fondos Europeos (DGFE), 2000: Ejecución del submarco regional del MAC 94-99 a 31/12/1999, ConsejerÌa de EconomÌa y Hacienda de la Junta de AndalucÌa (no publicada)

References

1. DirecciÛn General de Fondos Europeos (DGFE), 2001: Ejecución del submarco regional del MAC 94-99 a 31/12/2000, ConsejerÌa de EconomÌa y Hacienda de la Junta de AndalucÌa (no publicada)

References

1. DirecciÛn General de Fondos Europeos (DGFE), 2002: Ejecución del submarco regional del MAC 94-99 a 31/12/2001, ConsejerÌa de EconomÌa y Hacienda de la Junta de AndalucÌa (no publicada)

References

1. DirecciÛn General de Fondos Europeos y FinanciaciÛn Territorial (2000): Ejecución del submarco plurirregional del MAC 94-99 a 31/12/2000, Ministerio de EconomÌa y Hacienda (no publicada)

References

1. Dolado, J., Jenkinson, T. y Sosvilla-Rivero, S. (1990): ìCointegration and unit rootsî, Journal of Economic Surveys, Vol. 4, pp. 249-273.

References

1. Draper, M. y Herce, J. A. (1994): ìInfraestructuras y crecimiento: Un panoramaî, Revista de Economía Aplicada, No. 6, pp. 129-167.

References

1. Engle, R. y Granger, C. (1987): ìCointegration and error correction: Representation, estimation and testingî, Econometrica, Vol. 55, pps. 251-276.

References

1. Gil, C., Pascual, P. y Rap˙n, M. (1998): ì Public capital, regional productivity and spatial spilloversî, Documento de Trabajo 9811, Universidad P˙blica de Navarra.

References

1. Granger, C. W. J. (1989): "Developments in the study of co-integrated economic variables," Oxford Bulletin of Economics and Statistics, Vol. 48, pp. 213-228.

References

1. Hall, R. (1999): ìDisparidades Regionales en Europa durante los aÒos noventa. Una referencia a EspaÒa y sus regionesî, pp:21-47 en Castells, A. y Bosch, N. (1999): Desequilibrios territoriales en España y Europa, Editorial Ariel, Barcelona.

References

1. Harris, R. D. F. y Tzavalis, E. (1999): "Inference for unit root in dynamic panels where the time dimension is fixed", Journal of Econometrics, Vol. 91, pp. 201-226.

References

1. Hendry, D. (1995): Dynamic econometrics, Oxford: Oxford University Press.

References

1. Herce, J.A.; Jimeno, J.F. y Usabiaga, C. (coords.) (2001): La economía andaluza al inicio del siglo XXI. Orientaciones estratégicas, FEDEA y CEA.

References

1. Hsiao, C. (1981): ìAutoregressive modelling and money-income causality detectionî, Journal of Monetary Economics, Vol. 7, pp. 85-106.

References

1. Im, K., Pesaran, H. y Shin, Y. (2003): "Testing for unit roots in heterogeneous panels", Journal of Econometrics, Vol. 115, pp. 53-74.

References

1. Instituto Nacional de EstadÌstica (INE), 2000: Contabilidad Regional de España. Base Tempus.

References

1. Kao, Ch., Chiang, M.-H. y Chen, B. (1998): ìInternational R&D spillovers: An application of estimation and inference in panel cointegrationî, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, Vol. 61, pp 691-709.

References

1. Kremers, J. Ericsson, N. Y Dolado, J. J. (1992): ìThe power of cointegration tests", Oxford Bulletin of Economics and Statistics, Vol. 54, pp 325-348.

References

1. Levin, A. y Lin, C. F. (1993): "Unit root tests in panel data: New results", Working Paper 93- 53, University of California, San Diego.

References

1. LÛpez, J. (Dir) (1997): Introducción a la Economía Andaluza, Civitas, Madrid.

References

1. MacKinnon, J. G. (1991): "Critical values for cointegration tests," en R. F. Engle and C. W. Granger (eds.), Long-run Economic Relationships: Readings in Cointegration, Oxford: Oxford University Press, pp. 267-276.

References

1. MartÌn RodrÌguez, M. (dir) (1993): Estructura Económica de Andalucía, Espasa Calpe, Madrid.

References

1. MartÌnez, D. (2000): ìIs there any relationship between public investment and economic growth in the Spanish regionsî, Documento de Trabajo 0002/Nº13, Departamento de EconomÌa Aplicada, Universidad de JaÈn.

References

1. MartÌnez, D. (2001): "Relaciones entre inversiÛn p˙blica y privada. El caso de las regiones espaÒolas", Ponencia presentada en la XXVII ReuniÛn de Estudios Regionales, Madrid.

References

1. M·s, M., Maudos, J., PÈrez, F y Uriel, E.. (1994): ìCapital p˙blico y productividad en las regiones espaÒolasî, Moneda y Crédito, No. 198, pp. 207-241.

References

1. M·s, M., Maudos, J., PÈrez, F y Uriel, E.. (1996): ìInfraestructures and productivity in the Spanish regionsî, Regional Studies, Vol. 307, pp. 641-649.

References

1. Ministerio de EconomÌa y Hacienda (2000): Plan de Desarrollo Regional 2000-2006. Madrid.

References

1. Phillips, P. C. B. y Hansen, B. E. (1990): ìStatistical inference in instrumental variables regression with I(1) processes”, Review of Economic Studies, Vol. 57, pp. 99-125.

References

1. Phillips, P. C. B. y Perron, P. (1998); ìTesting for a unit root in time series regressionî, Biometrika, Vol. 75, pp. 335-346.

References

1. Ruiz-Huerta, J. (1998): ìDescentralizaciÛn del Sector P˙blico y desigualdad territorialî, ponenecia del III Congreso del CLAD sobre La Reforma del Sector Público.

References

1. Sosvilla Rivero, S. y Herce, J. A. (2001): Infraestructuras y Actividad Económica, Dictamen para el Ministerio de Fomento, FEDEA, septiembre de 2001.

References

1. VallÈs, J. (coord.)(1997): Economía Andaluza, Anaya-Algaida, Sevilla.