Protección Laboral en un Mercado Dual: Lecciones de una Pandemia

J. IGNACIO CONDE-RUIZ

JORGE FERNÁNDEZ ORELLANA

MANU GARCÍA

DANIEL PÉREZ GUTIÉRREZ

Estudios sobre la Economía Española 2025/18

Septiembre 2025

fedea

Las opiniones recogidas en este documento son las de sus autores y no coinciden necesariamente con las de Fedea.

J. Ignacio Conde-Ruiz^a,b1, Jorge Fernández Orellana^b, Manu Garcia^c, Daniel Pérez

Gutiérrez^a

^a Fedea, Madrid ^b Universidad Complutense de Madrid ^c Federal Reserve Bank of St.

Louis

Julio 2025

Resumen

Este artículo analiza la protección laboral recibida por los trabajadores jóvenes durante la pandemia de la COVID-19 en España. Utilizando datos administrativos de la Muestra Continua de Vidas Laborales (MCVL), se estudia el grado de cobertura proporcionado por los mecanismos de mantenimiento del empleo (ERTEs) y otras prestaciones del sistema de protección social. Los resultados muestran que los jóvenes sufrieron tanto las mayores pérdidas de empleo como las menores tasas de cobertura: solo un 51 % de los menores de 20 años recibió algún tipo de protección, frente a más del 93 % entre los trabajadores de mayor edad. Esta diferencia no se explica por un trato desigual dentro de los instrumentos, sino por factores estructurales como la segmentación contractual y la concentración sectorial del empleo juvenil. El análisis econométrico confirma que, en el caso de los ERTE, la menor cobertura de los jóvenes se debe a su posición más precaria en el mercado laboral, y desaparece una vez que se controla por tipo de contrato y antig¨uedad. En cambio, en el acceso a prestaciones, subsidios o pensiones, la desprotección persiste incluso tras esos controles, lo que revela una forma de exclusión asociada al diseño institucional del sistema. En conjunto, los resultados ponen de relieve que, incluso cuando las políticas tienen un diseño formalmente universal, su impacto puede ser regresivo si el mercado laboral presenta una fuerte dualidad. En este sentido, la reforma laboral de 2021, al reducir la segmentación contractual, podría contribuir a mejorar la protección de los colectivos más vulnerables ante futuras crisis.

JEL Classifications: J08, J13, J63, H55.

Keywords: empleo juvenil; ERTE; protección laboral; dualidad laboral; segmentación del mercado de trabajo

Agradecemos los valiosos comentarios de Marcel Jansen, Florentino Felgueroso, Sergi Jimenez, José Ig nacio García, Analia Viola, Miguel Diaz Salazar, Raquel Carrasco, Juanfran Jimeno, Virginia Hernanz y Carmen Marín. José Ignacio Conde-Ruiz agradece el apoyo del Proyecto PID2023-148090NB-I00 (Ministerio de Ciencia e Innovación). Las opiniones expresadas en este trabajo son exclusivamente de los autores y no reflejan necesariamente las del Federal Reserve Bank of St. Louis ni las del Federal Reserve System.

Resumen

This paper analyzes the labor protection received by young workers during the COVID-19 pandemic in Spain. Using administrative data from the Continuous Sample of Working Lives (MCVL), we examine the coverage provided by job retention schemes (ERTEs) and other components of the social protection system. The results show that young workers experienced both the highest job losses and the lowest coverage rates: only 51 % of workers under the age of 20 received any form of protection, compared to more than 93 % among older workers. This disparity is not driven by unequal treatment within policy instruments, but rather by structural factors such as contractual segmentation and the sectoral concentration of youth employment. Econometric analysis confirms that, in the case of ERTEs, the lower coverage of young workers is explained by their more precarious labor market position and disappears once we control for contract type and job tenure. In contrast, when it comes to unemployment benefits, subsidies or pensions, the disadvantage persists even after controlling for those same characteristics, pointing to a form of exclusion rooted in the institutional design of the system. Overall, the findings highlight that even formally universal policies can have regressive efects in the presence of a strongly segmented labor market. In this context, the 2021 labor market reform—by reducing contractual duality—may help to strengthen protection for the most vulnerable groups in future crises.

JEL Classifications: J08, J13, J63, H55.

Keywords: COVID-19, youth employment, job retention schemes, ERTE, labor duality, labor market segmentation, Spain

1. Introducción

La pandemia de la COVID-19 supuso un shock sin precedentes para los mercados laborales a escala global. La magnitud de la disrupción económica, su carácter repentino y la profunda heterogeneidad de su impacto sectorial convirtieron esta crisis en un escenario excepcional para evaluar la capacidad de los sistemas de protección social. En particular, el caso español ofrece un laboratorio especialmente ilustrativo: por un lado, debido a su elevada tasa de temporalidad y a la segmentación estructural del empleo; por otro, por la activación masiva de mecanismos como los Expedientes de Regulación Temporal de Empleo (ERTEs), diseñados para preservar el vínculo laboral en contextos de emergencia. Este contexto plantea una pregunta fundamental desde el punto de vista del diseño institucional: ¿En qué medida los distintos colectivos de trabajadores estuvieron efectivamente protegidos ante el colapso económico provocado por la pandemia?

Entre los distintos colectivos afectados, los jóvenes merecen una atención particular. No solo fueron uno de los grupos más impactados por la destrucción de empleo durante la pandemia, sino que además parten de una situación estructural de mayor vulnerabilidad en el mercado laboral: elevada temporalidad, menores trayectorias contributivas y mayor concentración en sectores precarios. A pesar de ello, su protección institucional tiende a recibir menos atención en el debate público y en la acción política. Como señala Conde-Ruiz and Conde Gasca (2023), actualmente en España los jóvenes suelen quedar relegados en las prioridades de los gobiernos debido a su escaso peso electoral, en un contexto de creciente envejecimiento poblacional. Este desequilibrio entre vulnerabilidad y visibilidad convierte a los jóvenes en un grupo clave para evaluar la equidad y eficacia de los mecanismos de protección social ante shocks como el de la COVID-19.

La crisis provocada por la COVID-19 se caracterizó por su carácter abrupto e inanticipado, en contraste con otras recesiones gestadas a partir de desequilibrios estructurales. El confinamiento y las restricciones de movilidad paralizaron sectores enteros de la economía, en particular aquellos con alta interacción social, como la hostelería, el turismo y el comercio minorista. En el caso de España, el impacto fue especialmente severo: el PIB cayó un 10,8 % en 2020Banco de España (2021) y se destruyeron más de 900.000 empleos en las primeras semanas de confinamiento. Aunque el shock fue inicialmente simétrico, sus efectos se distribuyeron de forma profundamente desigual debido a la segmentación estructural del mercado laboral. La elevada dualidad entre contratos indefinidos y temporales condicionó la exposición de los distintos colectivos y amplificó las desigualdades preexistentes. Este contexto convierte a la pandemia en un experimento natural idóneo para analizar hasta qué punto el sistema de protección laboral fue capaz de amortiguar el impacto del shock y proteger a los trabajadores más vulnerables.

A nivel europeo, el shock también fue severo, aunque con diferencias sustanciales entre países. En el caso de España, el impacto fue especialmente profundo debido al peso que tienen en su modelo productivo sectores intensivos en interacción social, como la hostelería, el turismo o el comercio minorista. Esta estructura sectorial no solo amplificó los efectos macroeconómicos del confinamiento, sino que tuvo consecuencias distributivas relevantes. Como muestra la Figura 1, los trabajadores jóvenes estaban sobrerrepresentados en estos sectores, lo que explica en parte su mayor exposición al shock. Así, el tipo de modelo de crecimiento y la concentración sectorial del empleo juvenil contribuyeron a reforzar el impacto desigual de la crisis sobre este colectivo.

Este trabajo parte de una hipótesis central: la menor protección de los jóvenes durante la pandemia no se debió a una discriminación directa en el diseño de las políticas públicas, sino a un efecto composición derivado de su posición estructuralmente más precaria en el mercado laboral. En un contexto de crisis abrupta como el generado por la COVID-19, la principal herramienta de protección activada en España —y en buena parte de Europa— fueron los Expedientes de Regulación Temporal de Empleo (ERTEs). Estos mecanismos permitieron a las empresas suspender temporalmente la relación laboral o reducir la jornada, al tiempo que los trabajadores mantenían su vínculo contractual y recibían una prestación financiada por el Estado. Aunque formalmente accesibles a todo tipo de trabajadores asalariados, los ERTEs se activaban a iniciativa de la empresa y estaban más adaptados a relaciones laborales estables. En este contexto, la menor incidencia de contratos indefinidos entre los jóvenes, así como su concentración en sectores más volátiles, condicionó negativamente su acceso a este instrumento. El objetivo de este estudio es evaluar hasta qué punto estas características estructurales explican la menor tasa de protección efectiva que experimentaron los jóvenes durante la pandemia.

Figura 1: Estructura sectorial del mercado laboral según grupos de edad (2019Q4) Fuente: INE.

Para abordar esta cuestión, el artículo utiliza microdatos administrativos de la Muestra Continua de Vidas Laborales (MCVL), que permiten seguir con gran precisión las trayectorias laborales y contractuales de los trabajadores durante el periodo más agudo de la pandemia. A diferencia de estudios basados en encuestas, los datos administrativos permiten identificar con exactitud tanto los episodios de ERTE como las transiciones hacia el desempleo, los subsidios o las pensiones. A partir de esta información, se construyen medidas agregadas de protección efectiva, que capturan el porcentaje de trabajadores afectados por la crisis que lograron mantener el empleo mediante un ERTE o, en su defecto, accedieron a alguna forma de prestación, ya sea por desempleo, un subsidio o pensión. El análisis se desagrega por edad, tipo de contrato, salario y nacionalidad, lo que permite identificar con precisión los factores que explican las diferencias en la cobertura entre colectivos. Este enfoque cuantitativo proporciona una base sólida para evaluar el grado de equidad y suficiencia de los mecanismos de protección activados durante la pandemia.

Los resultados confirman que los trabajadores jóvenes fueron el colectivo más expuesto tanto a la destrucción de empleo como a la desprotección institucional durante la pandemia. Entre el cuarto trimestre de 2019 y el segundo trimestre de 2020, los menores de 35 años representaron más del 50 % de los empleos destruidos, pese a constituir solo el 26 % del empleo total. Además, su tasa de cobertura por ERTE fue significativamente inferior a la de otros grupos de edad: mientras los trabajadores de entre 35 y 65 años superaron el 74 % de cobertura, los menores de 25 años apenas alcanzaron el 43 %. Esta brecha no se compensó mediante otros mecanismos de protección: la tasa de acceso a prestaciones, subsidios o pensiones fue también muy baja entre los jóvenes. En conjunto, la tasa de protección total (ERTE o prestación) fue del 51 % para los menores de 20 años, frente a más del 90 % para los trabajadores mayores de 35 años. El análisis descriptivo muestra que estas diferencias se explican en gran medida por la composición contractual del empleo juvenil y su localización sectorial, no por un trato diferenciado dentro de cada categoría contractual. El análisis econométrico confirma esta intuición para el caso de los ERTE: una vez que se controla por tipo de contrato y duración del empleo, los jóvenes no estuvieron menos protegidos, e incluso presentan una mayor probabilidad relativa de acceder a un ERTE en comparación con otros grupos. En cambio, en el caso de las prestaciones, la desprotección persiste incluso tras introducir esos mismos controles, lo que revela un patrón de exclusión más directamente vinculado al diseño institucional del sistema de prestaciones.

Estos resultados invitan a reflexionar sobre el modo en que los instrumentos de protección social interactúan con la estructura del mercado laboral. Aunque los ERTEs demostraron ser una herramienta eficaz para preservar el empleo ante un shock externo, su efectividad fue desigual según el tipo de contrato y la trayectoria previa de los trabajadores. En este sentido, el caso de los jóvenes ilustra cómo la segmentación laboral puede limitar el acceso a la protección incluso cuando las políticas son, en principio, universales. Más allá de esa segmentación, el análisis pone de manifiesto que el sistema de prestaciones contribuye a reproducir desigualdades estructurales: su diseño penaliza las trayectorias laborales cortas o discontinuas, comunes entre los jóvenes, y favorece a los trabajadores de mayor edad a través de mecanismos específicos. Entender estos mecanismos es crucial para diseñar respuestas más inclusivas ante futuras crisis y para avanzar hacia un sistema de protección social más equitativo y resiliente.

El artículo se organiza del siguiente modo. La Sección 2.1 describe el contexto institucional y económico en el que se desarrolló la crisis, con especial atención al funcionamiento del mecanismo de ERTEs. La Sección 3 presenta los datos utilizados y las definiciones de las medidas de protección construidas. La Sección 4 expone los resultados principales, diferenciando entre protección vía ERTEs y protección por otras prestaciones, y analizando su distribución según edad, tipo de contrato y salario. La Sección 5 estima dos modelos de probabilidad separados para identificar los determinantes del acceso efectivo a cada mecanismo de protección, controlando por la estructura contractual y la trayectoria laboral previa. Finalmente, la Sección 6 resume los hallazgos y discute sus implicaciones para el diseño de políticas públicas.

2. La Pandemia de la COVID-19

2.1. Mercado Laboral Dual antes de la COVID-19

Antes de la irrupción de la COVID-19, el mercado laboral español ya presentaba una serie de fragilidades estructurales que lo hacían especialmente vulnerable a crisis económicas. España ha sido históricamente uno de los países con mayores tasas de desempleo en Europa, y su mercado de trabajo se caracteriza por una marcada dualidad entre trabajadores con contratos indefinidos y temporales. Esta segmentación no solo genera desigualdad en términos de estabilidad laboral y acceso a la protección social, sino que también amplifica los efectos de cualquier shock económico.

El fenómeno de los mercados laborales duales ha sido ampliamente analizado en la literatura académica, especialmente en el contexto europeo (véanse, entre otros, Bentolila et al. (2020), Bentolila and Bertola (1990), Bassanini et al. (2009), Boeri (2011), Blanchard and Landier (2002), Cahuc and Postel-Vinay (2002), Bentolila et al. (2012) o Boeri et al. (2012)). En el caso particular de España, uno de los países más afectados por esta dualidad, existe también una extensa literatura que documenta sus causas y consecuencias (por ejemplo, Conde-Ruiz and García (2019), Conde-Ruiz et al. (2011), Cabrales et al. (2017), Dolado et al. (2002), Garcia-Louzao et al. (2023), Cebrián et al. (2005), Felgueroso et al. (2018) o Conde-Ruiz et al. (2019)).

A continuación, describimos los principales rasgos del mercado laboral para los jóvenes en 2019, justo antes del estallido de la pandemia. En ese año, la tasa de empleo temporal en España rondaba el 26 %, una de las más elevadas de la Unión Europea. La Figura 1 muestra la tasa de temporalidad por grupo de edad en el cuarto trimestre de 2019, reflejando el marcado carácter dual del mercado laboral español. Los jóvenes presentan niveles de precariedad significativamente superiores a los de los trabajadores de mayor edad: entre los jóvenes de 16 a 19 años, la temporalidad supera el 85 %, mientras que en el grupo de 20 a 24 años ronda el 70 %, lo que evidencia las dificultades de acceso a empleos estables en los primeros años de vida laboral.

A partir de los 25-29 años, la tasa de temporalidad comenzaba a descender, situándose en torno al 50 %, y continuaba reduciéndose progresivamente con la edad, hasta alcanzar valores inferiores al 10 % entre los mayores de 55 años. Este patrón confirma la existencia de una segmentación estructural previa a la pandemia, en la que los trabajadores jóvenes estaban mayoritariamente contratados bajo esquemas temporales con menor protección, mientras que los trabajadores de mayor edad disfrutaban de mayor estabilidad contractual. En consecuencia, podemos afirmar que en 2019 España contaba con un mercado laboral claramente dual, que limitaba la movilidad ascendente y dificultaba el acceso de las nuevas generaciones a empleos indefinidos.

La Tabla 1, que muestra con mas detalle la distribución de los contratos por grupo de edad en España durante el cuarto trimestre de 2019. Los jóvenes presentaban una mayor concentración no solo en contrato temporales en contratos temporales y sino tambien a tiempo parcial (TP). En el grupo de 16 a 19 años, casi el 50 % de los trabajadores tenía contratos temporales a tiempo parcial, mientras que solo el 5,64 % contaba con un contrato indefinido a tiempo completo (TC). Esta alta proporción de contratos precarios persistía en el grupo de 20 a 24 años, donde más del 66 % de los trabajadores tenía contratos temporales, ya fuese a jornada completa o parcial. A partir de los 25 años, la proporción de contratos indefinidos comenzaba a aumentar progresivamente, alcanzando el 59,86 % en el grupo de 30 a 34 años y superando el 72 % en el grupo de 45 a 54 años.

Fuente: INE. Figura 2: Tasa de Temporalidad por Grupo de Edad 2019Q4.

Para completar el panorama de la precariedad laboral juvenil antes de la pandemia, analizamos a continuación la tasa de temporalidad por sector económico y por nivel de formación. La Figura 3 muestra la tasa de temporalidad en el empleo por sectores en el cuarto trimestre de 2019, comparando la población joven (16-34 años) con el conjunto de los trabajadores. En todos los sectores, la tasa de temporalidad era significativamente más alta entre los jóvenes, lo que confirmaba su mayor exposición a la precariedad laboral.

Destacaban especialmente sectores como agricultura y pesca, hostelería, y actividades artísticas y recreativas, donde más del 50 % de los jóvenes estaban contratados de forma temporal. En contraste, sectores como las actividades financieras o las telecomunicaciones presentaban tasas de temporalidad mucho más reducidas para el total de trabajadores. Sin embargo, la incidencia sigue siendo claramente superior entre los jóvenes. Este patrón evidenciaba que, incluso en sectores más estables, los jóvenes quedaban relegados a formas de empleo más frágiles. En conjunto, la segmentación del mercado laboral español afectaba de forma transversal a los sectores, colocando a los jóvenes en una situación de especia vulnerabilidad frente a cualquier perturbación económica.

Tabla 1: Distribución de los tipos de contrato por grupo de edad ( %) (2019Q4) Fuente: Elaboración propia a partir de datos del INE.

Figura 3: Tasa de Temporalidad por Sector: Total vs Jóvenes (2019Q4). Fuente: INE.

Por último, la Figura 4 muestra la evolución de la tasa de temporalidad en el empleo para jóvenes de 15 a 24 años según su nivel educativo, comparando la situación de España con el promedio de la UE-20 entre 2019 y 2021. En todos los niveles educativos, la temporalidad era considerablemente más alta en España que en la media europea, reflejando la estructura dual del mercado laboral español antes de la reforma de 2021.

Los jóvenes con menor nivel educativo (primaria o menos, y secundaria de primera etapa) presentaban las tasas de temporalidad más elevadas, superando el 70 % en varios momentos del período analizado. Aunque la temporalidad disminuía a medida que aumentaba el nivel educativo, seguía siendo alta incluso entre aquellos con educación superior, lo que pone de manifiesto que, en el contexto español, el capital humano protegía frente a la precariedad, pero no la eliminaba.

Figura 4: Tasa de Temporalidad de los Jóvenes por Nivel Educativo: España vs UE Fuente: INE.

En resumen, el análisis del mercado laboral español en 2019 muestra que los jóvenes partían de una posición estructuralmente desventajosa, marcada por una alta incidencia de contratos temporales, una mayor concentración en sectores con elevada rotación y una precariedad persistente incluso entre quienes contaban con mayor nivel educativo. Esta situación reflejaba el funcionamiento de un mercado laboral fuertemente segmentado, en el que el acceso a la estabilidad laboral dependía en gran medida de la edad y de la duración del vínculo con la empresa. Esta fragilidad inicial explica en buena parte por qué el colectivo juvenil fue uno de los más expuestos a los efectos económicos de la pandemia.

2.2. La Pandemia un Shock Inesperado y Asimétrico

La pandemia de la COVID-19 no solo representó un shock económico inesperado, sino que también tuvo un impacto profundamente asimétrico en el mercado laboral. A diferencia de crisis anteriores, cuyo origen fue financiero o productivo, esta crisis se desencadenó por motivos sanitarios y provocó una interrupción abrupta de la actividad económica. La imposición de confinamientos y restricciones de movilidad paralizó numerosos sectores, impidiendo a millones de personas acudir a sus puestos de trabajo. No obstante, esta parálisis no implicó necesariamente una destrucción inmediata del empleo: en muchos casos, los trabajadores fueron protegidos mediante mecanismos como los ERTEs, mientras que en otros, especialmente en el caso de contratos temporales, la relación laboral se extinguió sin necesidad de despido.

La asimetría del impacto se manifestó, en primer lugar, a través de diferencias sectoriales: las actividades que dependen del contacto presencial —como la hostelería, el comercio o el turismo— lo sufrieron con especial intensidad, mientras que otros sectores más adaptables al teletrabajo permanecieron parcialmente operativos. Sin embargo, esta desigualdad no se limitó a la dimensión sectorial. Incluso dentro de los sectores más golpeados, las consecuencias del shock variaron en función del tipo de contrato y la estabilidad del vínculo laboral. Como se analizará en la siguiente sección, el diseño de la política económica —en particular, los mecanismos de protección implementados durante la pandemia— contribuyó a reforzar esta segunda asimetría. Los trabajadores con contratos indefinidos tuvieron más probabilidades de ser protegidos a través de instrumentos como los ERTEs, mientras que los temporales, y especialmente los de corta duración, quedaron en su mayoría al margen de estas medidas.

En este contexto, los trabajadores con contratos temporales fueron los más vulnerables: al carecer de estabilidad laboral, fueron los primeros en perder su empleo cuando se paralizó la actividad. Esta doble vulnerabilidad —sectorial y contractual— afectó de forma especialmente intensa a los jóvenes, que no solo registraban tasas de temporalidad mucho más elevadas que el resto de la población activa, sino que además estaban sobrerrepresentados en los sectores más afectados por la pandemia. Como resultado, los jóvenes emergieron como el colectivo más perjudicado, lo que explica por qué la crisis sanitaria amplificó las desigualdades laborales preexistentes y exarcebó su situación de precariedad.

Tabla 2: Destrucción de empleo por tipo de contrato (2019Q4 - 2020Q2) Fuente: Elaboración propia a partir de datos del INE.

Si analizamos la destrucción de empleo por grupo de edad, se observa que los trabajadores jóvenes fueron los más afectados durante la crisis. Según la Tabla 3, el grupo de edad de 16 a 19 años experimentó la mayor pérdida relativa de empleo, con una caída del 39,48 % y una pérdida absoluta de 53.100 puestos de trabajo. Le siguió el grupo de 20 a 24 años, con una reducción del 25 % y una pérdida de 214.700 empleos. A medida que aumenta la edad, la destrucción de empleo es menor: los trabajadores de 30 a 34 años registraron una caída del 10,22 %, y los de 35 a 44 años, del 9,14 %.

En el extremo opuesto, los trabajadores mayores de 55 años apenas se vieron afectados. En el grupo de 55 a 64 años, el empleo cayó solo un 0,23 %, y entre los mayores de 64 años, incluso se observó un crecimiento del 4,43 %. Este aumento puede explicarse por el incremento puntual de la demanda en sectores esenciales como la sanidad y la agricultura durante el momento más crítico de la pandemia.

En términos agregados, los jóvenes (menores de 35 años) representaron más del 50 % del total de empleos destruidos, a pesar de constituir únicamente el 26 % de la fuerza laboral. Esta desproporción pone de relieve la vulnerabilidad estructural del empleo juvenil, muy ligado a la temporalidad y a sectores altamente expuestos al shock, como la hostelería o el comercio.

Tabla 3: Destrucción de empleo por grupo de edad. Datos EPA (Q4 2019 - Q2 2020) Fuente: Elaboración propia a partir de datos del INE.

La Figura 5 muestra la destrucción de empleo por sector y grupo de edad entre el cuarto trimestre de 2019 y el segundo trimestre de 2020. Los datos reflejan que los sectores más afectados en términos absolutos fueron la hostelería y el comercio, donde la pérdida de empleo fue especialmente pronunciada. Además, los jóvenes (16-34 años) experimentaron una caída del empleo significativamente mayor que el conjunto de los trabajadores en prácticamente todos los sectores, lo que confirma su mayor vulnerabilidad frente a crisis económicas.

En sectores como la educación, la administración pública o la sanidad, la destrucción de empleo fue mucho más contenida, lo que refleja tanto su carácter más estable como su papel esencial durante la pandemia. En cambio, la fuerte pérdida de empleo juvenil en actividades con alta rotación y temporalidad —como la hostelería y el transporte— pone de manifiesto el grado de precariedad al que está expuesto este grupo, especialmente ante

shocks económicos abruptos.

Figura 5: Destrucción de empleo durante la COVID a nivel sectorial: Jóvenes vs Total Fuente: INE.

En definitiva, la destrucción de empleo durante la primera fase de la pandemia no fue homogénea, sino que se concentró en los trabajadores más expuestos por su tipo de contrato, su edad y el sector en el que estaban empleados. Los datos muestran que los jóvenes, debido a su sobrerrepresentación en sectores intensivos en contacto social y su elevada tasa de temporalidad, fueron el colectivo más afectado por la crisis. Esta vulnerabilidad estructural, ya presente antes de la pandemia, se manifestó con toda su crudeza durante el shock. En la siguiente sección analizamos en detalle cómo respondió la política económica ante esta situación, y en qué medida los mecanismos de protección laboral, como los ERTEs, lograron mitigar (o no) el impacto desigual sobre los distintos colectivos.

2.3. La Política de ERTEs durante la Pandemia

Durante la pandemia de la COVID-19, el Gobierno español puso en marcha un ambicioso esquema de Expedientes de Regulación Temporal de Empleo (ERTEs), con el objetivo de preservar el empleo ante la brusca paralización de la actividad económica. Este instrumento permitió a las empresas suspender temporalmente los contratos de trabajo o reducir la jornada laboral de sus empleados, manteniendo intacto el vínculo laboral. Los trabajadores acogidos a un ERTE percibían una prestación por desempleo equivalente al 70 % de su base reguladora, sin consumir sus derechos acumulados ni requerir un mínimo de cotización previa. Al mismo tiempo, las empresas se beneficiaban de exoneraciones parciales o totales de las cotizaciones a la Seguridad Social, condicionadas al compromiso de mantener el empleo durante al menos seis meses tras la reanudación de la actividad.

El informe de la OCDE (OECD, 2024) destaca que los ERTEs pasaron de ser un mecanismo marginal en crisis anteriores a convertirse en una herramienta escalable y eficaz para preservar el empleo. Subraya tres elementos clave de su éxito: (i) la rápida implementación y retirada del programa; (ii) el diseño de las exoneraciones, que favoreció especialmente a las pequeñas empresas en sectores más afectados; y (iii) su capacidad para contener el aumento del paro y evitar una sobrecarga del sistema de protección social. A raíz de esta experiencia, la reforma laboral de diciembre de 2021 institucionalizó este tipo de instrumentos mediante la creación del Mecanismo RED, que permite activar esquemas similares de retención laboral ante futuras crisis económicas estructurales o sectoriales².

2.4. Revisión de la literatura sobre los ERTE durante la COVID-19

Una parte importante de la literatura reciente ha analizado el funcionamiento de los esquemas de retención de empleo —ERTE en España o STW (Short-Time Work ³.) en otros países— implementados durante la pandemia para mitigar el impacto sobre el mercado laboral. En general, los estudios coinciden en que estas políticas fueron eficaces para preservar el empleo en una situación de emergencia sin precedentes.

OECD (2024) destacan que España logró transformar un instrumento hasta entonces poco utilizado en una herramienta escalable y eficaz, que permitió amortiguar el ajuste y evitar una destrucción masiva de empleo. De acuerdo con sus estimaciones, la tasa de paro habría sido al menos cuatro puntos porcentuales más alta de no haberse desplegado el sistema de ERTE. Esta visión es compartida por García-Serrano (2022), quien subraya que el diálogo social fue clave para adaptar y prorrogar el mecanismo a lo largo de las distintas fases de la crisis, extendiendo su cobertura de forma progresiva.

²Véase también OECD (2024) para una evaluación completa del programa.

³Esquema utilizado en varios países europeos que permite a las empresas reducir temporalmente las horas de trabajo y salarios de sus empleados, mientras el Estado cubre parte de la pérdida de ingresos.

Desde un enfoque empírico con datos administrativos, Carrasco et al. (2024) muestran que los ERTE tuvieron un efecto positivo tanto sobre la probabilidad de empleo como sobre los salarios futuros de los trabajadores cubiertos, incluso cuando se trata de contratos temporales. Este resultado contrasta con crisis anteriores, en las que los trabajadores temporales eran sistemáticamente excluidos de este tipo de protección.

En el plano teórico, Giupponi et al. (2022) argumentan que los esquemas de retención de empleo y el seguro de desempleo responden a fallos de mercado distintos. Mientras que el segundo asegura el ingreso individual, los primeros preservan el emparejamiento entre empresa y trabajador, facilitando la recuperación del tejido productivo. Sin embargo, los autores advierten sobre riesgos de ineficiencia si no se introducen mecanismos de condicionalidad y control.

En esa línea, OECD (2024) proponen reformar el sistema español para mejorar su eficacia futura. Entre sus recomendaciones se incluyen la simplificación administrativa, el fomento de la formación durante la suspensión temporal de empleo y la introducción de mecanismos de experience-rating que desincentiven el uso abusivo del instrumento por parte de las empresas. Parte de estas ideas ya han sido recogidas en la reforma laboral de 2021 mediante la creación del mecanismo RED.

Ahora bien, no todos los efectos de estos programas son necesariamente positivos. Vogtenhuber et al. (2024), utilizando datos de Austria, encuentran que los trabajadores que pasaron largos periodos bajo esquemas de trabajo reducido (STW) sufrieron pérdidas salariales persistentes, especialmente en ocupaciones manuales y poco cualificadas. Esto sugiere que la duración de la cobertura puede tener consecuencias negativas sobre el capital humano si no va acompañada de formación o reinserción activa.

En cuanto a su efecto sobre los jóvenes y otros colectivos vulnerables, la literatura señala que los ERTE ofrecieron una red de protección que en otros contextos no existía. En España, Carrasco et al. (2024) encuentran que los trabajadores con contratos temporales —entre los que se concentran los jóvenes— se beneficiaron del esquema, mostrando trayectorias laborales posteriores significativamente mejores que aquellos que fueron despedidos. Si bien la protección no fue completamente equitativa, supuso una mejora respecto a crisis anteriores.

En países que no implementaron esquemas similares, los efectos fueron más desiguales. En EE. UU., Cortes and Forsythe (2023) muestran que los trabajadores con menor nivel educativo y en sectores presenciales sufrieron mayores y más persistentes pérdidas de empleo. En el Reino Unido, Carrillo-Tudela et al. (2023) documentan una reubicación ocupaciona limitada, especialmente entre trabajadores poco cualificados, lo que refuerza la importancia de mecanismos como los ERTE para evitar la desvinculación permanente del mercado laboral.

En conjunto, la literatura concluye que los ERTE no solo fueron eficaces para proteger el empleo en términos agregados, sino que también contribuyeron a mitigar el impacto diferencial de la pandemia sobre los jóvenes y otros colectivos con mayor riesgo de exclusión laboral.

3. Datos y Metodologia

Para realizar el análisis principal⁴, se utilizan datos de la Muestra Continua de Vidas Laborales (MCVL), una base de datos de origen administrativo elaborada por la Seguridad Social. Esta fuente proporciona información longitudinal y detallada sobre las trayectorias laborales de los afiliados a la Seguridad Social, las prestaciones recibidas y sus características sociodemográficas, lo que permite observar con precisión los movimientos entre empleo, desempleo e instrumentos de protección como los ERTEs.

El objetivo es identificar la situación laboral de cada persona en distintos momentos del tiempo, para lo cual se construye una base con estructura de panel que conserva una única observación por individuo y período. Para ello, se seleccionan seis cortes temporales: diciembre de 2019 y febrero, abril, junio, septiembre y diciembre de 2020. Esta selección permite observar trayectorias individuales durante una etapa marcada por la irrupción de la pandemia y sus efectos sobre el mercado de trabajo.

⁴De manera complementaria, se replica el análisis con datos de la EPA en el Anexo.

Para cada período, se identifican las situaciones laborales activas. En caso de que un individuo presente múltiples registros en un mismo período, se prioriza el último en orden cronológico, bajo el supuesto de que refleja con mayor precisión su situación al cierre del intervalo. Así, si un individuo aparece primero como perceptor de prestación por desempleo y luego como ocupado dentro de ese mismo período, se registra la segunda situación por ser la más representativa.

Con el fin de preservar la estructura longitudinal del panel y garantizar el seguimiento completo de cada trayectoria, se imputan observaciones adicionales para aquellos individuos que no figuran en todos los cortes. Se clasifica como “Desempleado sin prestación”⁵ a todo individuo que, en un determinado período, no aparece registrado ni como ocupado, ni en ERTE, ni como perceptor de prestación o pensión. Esta categoría es una imputación necesaria debido a una limitación de la Muestra Continua de Vidas Laborales (MCVL): cuando un individuo pierde su empleo y no percibe ningún tipo de prestación ni pensión, su rastro desaparece de los registros administrativos hasta que vuelve a tener una relación laboral. Por ejemplo, si un individuo desaparece de los registros sin constar como pensionista o perceptor de una prestación/subsidio por desempleo, se le considera “desempleado sin prestación”.

La variable de situación laboral se construye como una categoría mutuamente excluyente, codificada en seis estados:

1. Trabajando

2. En expediente de regulación temporal de empleo (ERTE)

3. Percibiendo prestación o subsidio por desempleo

4. No en alta laboral

5. Desempleado sin prestación

⁵Esta categoría puede incluir situaciones diversas, como búsqueda activa de empleo sin derecho a pres taciones o abandono temporal del mercado laboral.

6. Pensionista

Esta codificación permite capturar los flujos de entrada y salida entre empleo, protección social y desvinculación del mercado laboral, y resulta adecuada para la estimación de matrices de transición entre estados en el contexto de crisis sanitaria.

La tabla 4 muestra que las transiciones desde el empleo en febrero de 2020 difieren de forma significativa según la edad. Los trabajadores más jóvenes tienen muchas menos probabilidades de mantener la continuidad laboral y más probabilidades de salir del empleo. En el grupo de 16–19 años, solo el 37,1 % permanece en empleo y apenas un 27,4 % pasa a un ERTE. En cambio, entre los trabajadores de 50–65 años, el 76,9 % sigue empleado y un 17,3 % pasa a un ERTE, lo que implica que más del 94 % mantienen algún tipo de relación con su empleador.

En conjunto, los trabajadores mayores combinan empleo y ERTE en proporciones claramente superiores a las de los más jóvenes.

En este contexto, una mayor proporción de jóvenes que transitan hacia un ERTE no implica necesariamente una mayor cobertura efectiva. Este porcentaje se calcula sobre un volumen de salidas del empleo mucho más alto que en el caso de los trabajadores de mayor edad. Así, aunque un 27 % de los jóvenes de 16–19 años pasa a un ERTE, esta cifra se produce en un entorno de elevada destrucción de empleo, por lo que la protección efectiva ofrecida por los ERTE es, en términos absolutos, considerablemente menor.

En la siguiente subsección, el análisis se centrará exclusivamente en los trabajadores que perdieron su empleo como consecuencia de la crisis de la COVID-19, con el fin de comparar de forma homogénea las tasas de cobertura mediante ERTE, el desempleo sin prestación y otras salidas del mercado laboral.

Tabla 4: Matriz de transición (Feb20-Abr20) por categorías. Datos MCVL Fuente: Elaboración propia a partir de datos la MCVL.

4. Cobertura Laboral durante la Pandemia: Evidencia Descriptiva

4.1. Protección por ERTE

Tal como se ha expuesto en las secciones anteriores, los Expedientes de Regulación Temporal de Empleo (ERTE) constituyeron el principal instrumento de protección laboral durante la pandemia. Este mecanismo permitió a numerosos trabajadores mantener el vínculo laboral con sus empresas a pesar de la interrupción de la actividad económica, evitando así una destrucción masiva de empleo.

La Figura 6 muestra la evolución del número de trabajadores acogidos a ERTE durante el periodo analizado. El programa alcanzó un pico de cobertura en abril de 2020, cuando llegó a proteger a 3,52 millones de trabajadores en situación de ERTE. El número de beneficiarios descendió progresivamente a medida que se relajaban las restricciones: en diciembre de 2020 quedaban cerca de 900.000 trabajadores en ERTE. ⁶

⁶Estos datos son consistentes con los recogidos en OECD (2024), donde se señala que el programa de

En paralelo, se estima que participaron más de 550.000 empresas, con especial concentración en sectores de alta interacción social, como la hostelería, el comercio, el transporte y las actividades recreativas. El coste fiscal total del programa durante el bienio 2020–2021 se estima en unos 40.000 millones de euros, de los cuales 22.000 millones correspondieron al pago de prestaciones y 18.000 millones a exoneraciones en las cotizaciones sociales. (OECD, 2024)

Figura 6: Personas en ERTE a final del período Fuente: Elaboración propia con datos de la MCVL.

Tal como hemos indicado anteriormente, para analizar el grado de protección diferencial de los ERTEs durante la pandemia, utilizamos los microdatos de la Muestra Continua de Vidas Laborales (MCVL), que permiten seguir con alta precisión las trayectorias laborales de los trabajadores afiliados a la Seguridad Social. Una de las principales ventajas de esta fuente es su capacidad para identificar y seguir longitudinalmente a colectivos específicos, como los trabajadores con contratos indefinidos de tipo fijo discontinuo, cuya actividad se caracteriza por interrupciones periódicas. La riqueza y granularidad de la MCVL permiten observar con claridad los cambios de situación laboral —incluidos los accesos a ERTE, prestaciones por desempleo o pensiones— analizar de forma robusta los patrones de protección según tipo de contrato, edad, sexo o nacionalidad.

ERTEs alcanzó su pico de cobertura en abril de 2020, protegiendo a unos 3,6 millones de trabajadores, lo que representaba aproximadamente el 23 % del total de afiliados a la Seguridad Social, y con los del trabajo de (Carrasco et al., 2024) donde la estimación del número de ERTEs en abril de 2020 es cercana a 3,5 millones.

Para sintetizar el grado de cobertura real del programa, definimos la siguiente medida de tasa de protección por ERTE para cada colectivo i:

\[T a s a P r o t e c c i ó n E R T E _ {i} = \frac {E n E R T E _ {i}}{E n E R T E _ {i} + S a l i d a s d e l e m p l e o n o p r o t e g i d a s p o r E R T E s _ {i}}\tag{1}\]

Es decir, cuando una actividad se vio afectada por la pandemia, las empresas podían proteger a sus trabajadores incorporándolos a un ERTE o, por el contrario, prescindir de ellos, ya fuera mediante despido o no renovación del contrato. Por tanto, este ratio mide qué porcentaje de los trabajadores afectados por la pandemia fue protegido a través de los ERTEs. En la siguiente subsección analizaremos en qué medida estas salidas del empleo no protegidas por los ERTEs pudieron acogerse a algún tipo de prestación, ya fuera un subsidio, una prestación por desempleo o una pensión.

La Tabla 5 muestra las tasas de protección alcanzadas por los diferentes colectivos, confirmando que los trabajadores con contrato indefinido fueron, en promedio, los más protegidos, seguidos por los fijos discontinuos a bastante distancia, los temporales. Esta jerarquía de protección es consistente con el diseño institucional de los ERTEs, que favorecía la continuidad del vínculo laboral por tanto, resultaba más aplicable a relaciones contractuales estables.

Tabla 5: Tasa de Protección por ERTE ( %) Fuente: Elaboración propia con datos de la MCVL.

La columna final de la Tabla 5 permite observar cómo la tasa de protección total por ERTE varía significativamente por edad, destacando la situación especialmente desfavorable de los trabajadores más jóvenes. En concreto, el grupo de 16 a 19 años presenta una tasa de cobertura del 43,6 %, la más baja de toda la tabla, mientras que los jóvenes de entre 20 y 24 años alcanzan el 58,4 %. Aunque estas cifras mejoran progresivamente con la edad, no llegan a igualar los niveles observados en los grupos de edad intermedia o avanzada, donde la cobertura supera el 74 %.

Es importante resaltar que al observar que los jóvenes presentan tasas de protección total más bajas que otros grupos de edad no debe interpretarse necesariamente como una discriminación directa contra este colectivo. En realidad, el origen de esta menor cobertura está vinculado a la composición contractual del empleo juvenil. En concreto, la Tabla 4 muestra claramente que los trabajadores jóvenes están sobrerrepresentados en los contratos temporales —el grupo con menor tasa de protección— y tienen menor presencia en los contratos indefinidos —el grupo con mayor protección—. Por tanto, la menor tasa de cobertura de los ERTEs entre los jóvenes responde principalmente a un efecto composición: no es que los jóvenes hayan sido tratados de forma distinta a otros trabajadores con el mismo tipo de contrato, sino que, al tener una estructura contractual más precaria, su exposición a la desprotección fue mayor.

Este patrón refuerza la idea de que los ERTEs actuaron de forma homogénea dentro de cada modalidad contractual, pero que su efecto distributivo final fue desigual debido a la segmentación preexistente del mercado laboral. Así, los trabajadores jóvenes no estuvieron menos protegidos por su edad, sino por el tipo de empleo al que tenían acceso antes de la pandemia.

En el apéndice se presenta un análisis de robustez utilizando los datos de la EPA de flujos. Aunque los resultados son cualitativamente similares, las tasas de protección total obtenidas con la MCVL son sistemáticamente más elevadas que las estimadas con la EPA (véase Tabla 13). Por ejemplo, el valor medio asciende del 58,4 % en la EPA al 71,5 % en la MCVL. Esta diferencia se explica fundamentalmente por la mayor capacidad de la MCVL para identificar con precisión los episodios de ERTE, así como para contabilizar adecuadamente situaciones como la transición hacia la pensión, que no puede aislarse con claridad en una encuesta como la EPA. Además, la naturaleza administrativa y diaria de los registros de la MCVL permite capturar transiciones laborales breves o simultáneas que, por su propia definición, tienden a quedar fuera del alcance de encuestas de periodicidad trimestral.

En la siguiente subsección analizaremos con mayor detalle la cobertura de los mecanismos de protección distintos a los ERTEs, como las prestaciones por desempleo, los subsidios asistenciales o el acceso a la pensión. Veremos que las diferencias entre colectivos se amplían aún más: los trabajadores más jóvenes no solo fueron menos protegidos por los ERTEs, sino que ademas fueron los menos protegidos por otros programas del Estado del Bienestar.

4.2. Protección fuera de los ERTEs: Desempleo, Subsidios y Pensiones

La crisis provocada por la COVID-19 tuvo un impacto devastador en el mercado laboral, con una pérdida masiva de empleos y una profunda reconfiguración de las relaciones laborales en múltiples sectores. En este contexto, los mecanismos de protección por desempleo adquirieron una relevancia sin precedentes, siendo fundamentales para mitigar los efectos sociales de la crisis y evitar una mayor precarización de los trabajadores. No obstante, la cobertura de estos mecanismos no fue uniforme entre los distintos colectivos. En particular, los trabajadores jóvenes —que ya partían de una posición estructuralmente más vulnerable debido a su alta incidencia de contratos temporales y menor estabilidad contractual— enfrentaron mayores dificultades para acceder a los sistemas de protección.

En esta subsección analizamos qué proporción de los trabajadores de empresas afectadas por la pandemia, que perdieron su empleo sin haber sido incluidos en un ERTE, logró acceder a algún tipo de prestación, ya fuera por desempleo, mediante subsidios asistenciales o, en el caso de los trabajadores de mayor edad, a través del sistema de pensiones.

Para sintetizar el grado de cobertura de las prestaciones durante la pandemia, definimos la tasa de protección fuera de los ERTEs para cada colectivo i como:

\[\text { Tasa Protección fuera ERTEs } _ {i} = \frac {\text { Número Perceptores (prestación, subsidio o pensión) } _ {i}}{\text { Total salidas empleo no protegidas por ERTE } _ {i}}\tag{2}\]

Los resultados de la protección fuera de los ERTEs están resumidos en la Tabla 6, que recoge la proporción de trabajadores que, tras perder su empleo, accedieron a algún tipo de prestación contributiva, subsidio asistencial o pensión. La tasa global de cobertura alcanza el 59,4 % y muestra una clara gradación por edad: los niveles más altos se observan entre los trabajadores de 50 a 65 años (73,4 %) y los de 35 a 49 años (66,7 %), mientras que los jóvenes presentan tasas sensiblemente inferiores. En particular, el grupo de 16 a 19 años apenas alcanza un 13,4 %, y el de 20 a 24 años, un 35,8 %. Incluso en el tramo de 25 a

29 años, la cobertura (55,8 %) es aún inferior a la media total. Estos datos reflejan que los jóvenes, además de haber sido menos protegidos por los ERTEs, también tuvieron un acceso más limitado a otras formas de protección, lo que acentúa su vulnerabilidad ante la pérdida de empleo. Esta menor cobertura puede explicarse por su menor antig¨uedad en el sistema, menor historial de cotización y mayor presencia en empleos informales o discontinuos.

Tabla 6: Tasa de Protección fuera de los ERTEs ( %) (Prestación, Subsidio o Pensión) Fuente: Elaboración propia con datos de la MCVL.

4.3. Protección Total combinada

Para obtener una medida más completa del alcance de los mecanismos de protección frente a la destrucción de empleo durante la pandemia, definimos la Tasa de Protección Total. Esta variable combina tanto la cobertura proporcionada por los ERTEs como la que se produce posteriormente mediante prestaciones contributivas, subsidios asistenciales o pensiones. Su formulación se recoge en la Ecuación 3:

\[T a s a P r o t e c c i ó n T o t a l _ {i} = \frac {P r o t e g i d o s p o r E R T E _ {i} + P r o t e g i d o s f u e r a E R T E s _ {i}}{T o t a l d e e m p l e o s d e s t r u i d o s _ {i} + P r o t e g i d o s p o r E R T E _ {i}}\tag{3}\]

La Tabla 7 muestra los resultados para distintos grupos, desagregados por tipo de contrato. En términos agregados, la protección total alcanzó un 88,4 % del total de trabajadores afectados, lo que refleja un esfuerzo considerable por parte del sistema para amortiguar el impacto de la crisis. No obstante, esta media oculta importantes diferencias entre colectivos.

El grupo más claramente desprotegido fue el de los trabajadores jóvenes. En particular, los menores de 20 años apenas alcanzaron una tasa de cobertura total del 51,1 %, y el grupo de 20 a 24 años se situó también por debajo de la media, con un 73,2 %. Estos niveles contrastan fuertemente con los observados en los trabajadores de 35 a 65 años, cuya cobertura superó el 90 % en todos los casos. La brecha es especialmente pronunciada entre los jóvenes con contratos temporales o fijos discontinuos, donde las tasas de protección son sensiblemente más bajas. Estos datos confirman que los trabajadores más jóvenes, además de haber sufrido una mayor destrucción de empleo y menor cobertura por ERTEs, también enfrentaron más dificultades para acceder a otras formas de protección social, como subsidios o pensiones. En conjunto, la juventud aparece como el colectivo más vulnerable y con menor respaldo institucional durante el shock pandémico.

4.3.1. Protección Total de los Jóvenes por Base de Cotización (salario)

Con el objetivo de analizar las diferencias salariales entre los trabajadores que pierden su empleo tras el estallido de la COVID-19, se han utilizado los ficheros de afiliación y cotización disponibles en la Muestra Continua de Vidas Laborales (MCVL). La MCVL nos permite conocer la base de cotización⁷ de los trabajadores antes del shock de la pandemia. Estas bases se aproximan de forma muy precisa al salario efectivo, especialmente en el caso de los jóvenes, cuyos ingresos se sitúan por debajo de la base máxima de cotización.

⁷La vinculación entre los ficheros de afiliación y cotización se realiza mediante un emparejamiento exacto utilizando identificadores comunes: código de individuo, cuenta de cotización, año y mes.

Tabla 7: Tasa de Protección Total durante la Pandemia ( %)

Fuente: Elaboración propia con datos de la MCVL.

Esta información resulta particularmente útil para evaluar la calidad del empleo desde el punto de vista retributivo, así como el nivel de protección económica real que ofrecieron los distintos mecanismos tras la pérdida de empleo con el fin de identificar patrones de mayor vulnerabilidad salarial previos a la pérdida del empleo.

La Tabla 8 muestra las bases de cotización mensuales medias en diciembre de 2019 para los diferentes tipos de transición laboral y tipos de contrato. El patrón que se observa es claro, y es que, incluso entre los más jóvenes, los que pierden su empleo sin cobrar ningún tipo de prestación, presentan una base de cotización mensual media menor que quienes están protegidos por alguna prestación, ya sea ERTE o paro, y aún menor respecto a quienes conservan el empleo. En los contratos temporales de 16-24 años, la base se sitúa en torno a 1 061 € para quienes conservan el empleo; 779 € (73 %) en los jóvenes protegidos vía ERTE; se queda en 998 € (94 %) entre quienes pasan a prestación contributiva y alcanza el mínimo de 516 € (50 %) en los que pierden el empleo y no cobran ninguna prestación. La secuencia se repite entre los 25-34 años. Un patrón muy similar observamos entre los indefinidos con una base de cotización mensual media de 1 363 € si el puesto continúa, 1 081 € con ERTE,

1 121 € con prestación y 779 € cuando pierde el empleo sin cobrar ninguna prestación. En resumen, la crisis expulsó primero a los jóvenes peor pagados y preservó o protegió a los que disfrutaban de salarios más altos dentro de cada tipo de contrato.⁸

Tabla 8: Base de Cotización Mensual Media (€) por tipo de Contrato y Transición de los Jóvenes

Nota: La base de cotización que se presenta corresponde al mes de diciembre de 2019. La transición se define como el cambio de situación laboral entre diciembre de 2019 y abril de 2020. Entre paréntesis se indica el porcentaje que representa la base de cotización media de cada transición respecto a la base de referencia (Empleo → Empleo) dentro de cada grupo de edad y tipo de contrato. Fuente: Elaboración propia a partir de microdatos de la MCVL (2020).

5. Determinantes del Acceso a la Protección durante la Pandemia

En esta sección analizamos de forma diferenciada los factores que condicionaron el acceso efectivo a los principales mecanismos de protección laboral desplegados durante la pandemia: los Expedientes de Regulación Temporal de Empleo (ERTEs), por un lado, y las prestaciones por desempleo, subsidios asistenciales o pensiones, por otro. Aunque ambos instrumentos forman parte del sistema de protección social, su lógica institucional, sus reglas de activación y sus criterios de elegibilidad difieren sustancialmente. Los ERTEs se activan a iniciativa de las empresas y dependen en gran medida del tipo de contrato y de la estabilidad del vínculo laboral previo al shock. Por el contrario, el acceso a prestaciones, subsidios o pensiones exige no solo la ruptura de dicho vínculo, sino también el cumplimiento de una serie de condiciones institucionales preestablecidas, como el nivel de cotización acumulado, la edad o la situación familiar. Por esta razón, estimamos por separado dos modelos de probabilidad —ambos con especificación logit— que permiten identificar qué características laborales y sociodemográficas influyeron en la probabilidad de ser protegido a través de cada uno de estos mecanismos. Esta estrategia permite captar con mayor precisión los determinantes estructurales del acceso a la protección y evaluar hasta qué punto la segmentación del mercado laboral español condicionó su capacidad inclusiva.

⁸Esta tendencia se mantiene al desagregar el tipo de contrato por tipo de jornada (parcial o completa) véase (Tabla 16).

La estimación de ambos modelos se basa en la información laboral disponible en febrero de 2020, es decir, inmediatamente antes del inicio del impacto económico de la pandemia. El análisis se restringe a los individuos que estaban ocupados en ese momento y que, dos meses después (abril de 2020), habían perdido su empleo. Para estos trabajadores, se estima la probabilidad de transitar hacia distintos estados laborales en función de sus características contractuales y sociodemográficas previas al shock. En particular, el modelo de probabilidad de estar en ERTE se estima sobre el conjunto de individuos que pierden su empleo, y compara aquellos que accedieron a un ERTE con aquellos que transitaron a otros estados (percepción de prestación, pensión o inactividad). Por su parte, el modelo de probabilidad de percibir una prestación, subsidio o pensión se estima únicamente entre quienes no fueron protegidos por un ERTE, y compara a quienes accedieron a estos mecanismos con aquellos que quedaron inactivos o sin cobertura formal. Esta estrategia permite analizar de forma diferenciada los factores que explican el acceso efectivo a cada canal de protección, condicionando siempre a la situación laboral previa al inicio de la crisis.

5.1. Probabilidad de estar en ERTE

Para analizar los determinantes del acceso a los mecanismos de protección laboral durante la pandemia, comenzamos por estimar un modelo de regresión logística que identifica las características individuales y contractuales asociadas a una mayor probabilidad de ser cubierto por un Expediente de Regulación Temporal de Empleo (ERTE). El análisis se restringe a la situación laboral de los trabajadores en febrero de 2020, es decir, justo antes del estallido de la crisis sanitaria, lo que permite mitigar posibles problemas de endogeneidad derivados de cambios inducidos por el propio shock.

La variable dependiente es una variable dicotómica que toma el valor uno si el individuo i se encontraba en situación de ERTE en abril de 2020, y cero en caso contrario. Dado el carácter binario de la variable, se estima un modelo logit mediante máxima verosimilitud, cuya forma funcional es la siguiente:

\[\log \left(\frac {\mathbb {P} (Y _ {i} = 1)}{1 - \mathbb {P} (Y _ {i} = 1)}\right) = \beta_ {0} + \beta_ {1} \text {Edad} _ {i} + \beta_ {2} \text {Contrato} _ {i} + \beta_ {3} \text {DuraciónEmpleo} _ {i} + \beta_ {5} X _ {i} + \varepsilon_ {i}\tag{4}\]

donde es un conjunto de variables indicadoras para los grupos de edad (35–50 y 51), con el grupo de 16–34 años como categoría base; Contrato_i recoge dummies para el tipo de contrato (fijo discontinuo e indefinido), tomando como referencia el contrato temporal; DuraciónEmpleo capta la duración de la relación laboral en el empleo principal en febrero de 2020, medida en tramos de antig¨uedad; y incluye un conjunto de controles adicionales: nivel educativo, sexo, nacionalidad, sector de actividad, base de cotización o tipo de jornada laboral.

El objetivo de esta especificación es estimar la probabilidad condicional de ser incluido en un ERTE para trabajadores empleados en el momento inmediatamente anterior al shock, controlando por características observables que definen su grado de estabilidad y de integración en el mercado de trabajo.

La Tabla 9 presenta los resultados de tres especificaciones progresivas del modelo. La columna (1) estima el efecto de la edad sin controles adicionales; la columna (2) añade el tipo de contrato; y la columna (3) incorpora además la duración del empleo. Las columnas (2) y (3) añaden tambien el resto de controles incluidos en

Tabla 9: Regresión logística del acceso al ERTE. Razones de probabilidades (odds ratios)

Notas: Se reportan razones de probabilidades (odds ratios). Errores estándar robustos entre paréntesis. p<0.1, ^∗∗ p<0.05, ^∗∗∗ p<0.01. Modelo (1): sólo edad. Modelo (2): añade tipo de contrato. Modelo (3): añade duración del empleo y controles adicionales (educación, sexo, nacionalidad, sector, región, tipo de jornada).

Los resultados muestran la presencia de un claro efecto de composición en la relación entre edad y probabilidad de acceso al mecanismo de ERTE. En la especificación inicial del modelo (columna 1), que incluye únicamente variables indicadoras de edad, los trabajadores de 35 a 50 años y los de 51 años o más, presentan una mayor probabilidad relativa de estar cubiertos por un ERTE en comparación con el grupo de referencia (trabajadores de 16 a 34 años). Por ejemplo, el odds ratio estimado para el grupo de mayores de 51 años es de 1,13, lo que implica que la razón de probabilidades de estar en ERTE—esto es, el cociente entre la probabilidad de estar en ERTE y la de no estarlo—es un 13 % superior a la del grupo base.

No obstante, esta relación cambia de forma sustancial al incorporar controles adicionales en las columnas siguientes. En la especificación (2), al introducir el tipo de contrato, y en particular en la especificación (3), que añade la duración de la relación laboral y un conjunto amplio de controles sociodemográficos y sectoriales, el efecto de la edad se invierte. El odds ratio para el grupo de 51 años o más cae hasta 0,56, lo que implica que, ceteris paribus, sus probabilidades relativas de estar en ERTE son un 44 % inferiores a las de los trabajadores jóvenes. En otras palabras, cuando se comparan individuos con las mismas condiciones contractuales y la misma antig¨uedad, los jóvenes presentan una mayor probabilidad condiciona de haber sido protegidos mediante un ERTE.

En conjunto, estos resultados indican que los ERTEs funcionaron de manera fuertemente condicionada al perfil contractual y al historial laboral previo del trabajador. La menor cobertura agregada observada entre los jóvenes se explica, en gran medida, por su posición estructuralmente más precaria en el mercado de trabajo, caracterizada por una mayor incidencia de contratos temporales y trayectorias laborales más breves. Sin embargo, una vez que se controlan estas diferencias, los trabajadores jóvenes no estuvieron menos protegidos; por el contrario, presentaron una probabilidad condicional superior de estar en ERTE. En concreto, en el modelo sin controles, los mayores de 51 años presentaban una probabilidad relativa un 13 % superior a la de los jóvenes. Esta diferencia se revierte al introducir controles por tipo de contrato: en ese caso, los mayores pasan a tener una probabilidad un 12 % inferior a los jovenes. Y la brecha se amplía aún más—hasta alcanzar un 44 % menos de probabilidad para los trabajadores mayores—cuando se incorpora además la duración del empleo. Estos resultados reflejan con claridad un efecto de composición: no es la edad en sí la que determina el acceso al mecanismo, sino las condiciones estructurales del empleo que se asocian a cada grupo etario.

Por último, más allá del efecto de la edad, los coeficientes estimados para el tipo de contrato permiten identificar uno de los principales determinantes del acceso al mecanismo de ERTE. En la especificación (2), los trabajadores con contrato indefinido presentan una probabilidad de estar en ERTE más de 13 veces superior a la de los trabajadores temporales, mientras que los fijos discontinuos multiplican su probabilidad por 2,5 en comparación con estos últimos. Esta diferencia se reduce de forma notable en la especificación (3), al incorporar controles por duración del empleo, lo que indica que buena parte del efecto observado para los contratos indefinidos se explica por su mayor antig¨uedad. Aun así, incluso controlando por la duración de la relación laboral, los contratos indefinidos mantienen una ligera ventaja relativa en el acceso al ERTE (odds ratio de 1,14), lo que sugiere que el tipo de contrato actúa como filtro relevante, más allá de la estabilidad temporal acumulada. Estos resultados confirman que el diseño del instrumento favoreció a los trabajadores con vínculos contractuales más estables, en detrimento de los temporales, reforzando la dimensión dual del mercado de trabajo español.

5.2. Probabilidad de Percibir Prestación, Subsidio o Pensión

A la especificación de la Ecuación 4, se le añade un control por la causa de baja del empleo anterior, ya que esta constituye un determinante legal del derecho a acceder a una prestación o subsidio por desempleo. Con esta especificación, estimamos un modelo logit para analizar la probabilidad de que un individuo sea perceptor de una prestación, subsidio por desempleo o pensión. Concretamente, se han excluido de la muestra las personas cuya baja laboral fue voluntaria, ya que esta circunstancia no genera derecho a percibir ningún tipo de prestación en el marco del sistema español de protección por desempleo.

La Tabla 10 presenta los resultados de tres especificaciones progresivas del modelo. En la columna (1), que incluye solo variables de edad, se observa que los trabajadores de mayor edad presentan una probabilidad relativa considerablemente superior de percibir alguna prestación. En particular, los trabajadores de 51 años o más tienen más del doble de probabilidad de estar cubiertos por una prestación respecto a los jóvenes o grupo de referencia (16–34 años). Estos efectos permanecen estables al introducir el tipo de contrato en la especificación (2), lo que sugiere que las diferencias por edad en el acceso a las prestaciones no están mediadas por el régimen contractual previo.

Tabla 10: Regresión logística del acceso a prestación, subsidio o pensión. Razones de probabilidades (odds ratios)

Notas: Se reportan razones de probabilidades (odds ratios). Errores estándar robustos entre paréntesis. Modelo (1): sólo edad. Modelo (2): añade tipo de contrato. Modelo (3): añade duración del empleo y controles adicionales (educación, sexo, nacionalidad, sector, región, tipo de jornada, causa de baja).

En esta misma especificación, se observa que los trabajadores con contratos fijos discontinuos presentan una probabilidad más de dos veces superior de percibir una prestación en comparación con los temporales, reflejo de la intermitencia laboral propia de esta modalidad contractual. Por su parte, los trabajadores con contrato indefinido también muestran una mayor probabilidad relativa (35 %), aunque esta ventaja desaparece al introducir la duración del empleo en el modelo (3): el coeficiente se reduce y pierde significación estadística. Este patrón indica que la mayor cobertura observada entre los indefinidos se debe, en realidad, a su mayor antig¨uedad y, por ende, a una mayor acumulación de derechos contributivos.

La introducción de la duración del empleo permite captar de forma más precisa el vínculo laboral previo, y su efecto es claramente positivo: a mayor antig¨uedad, mayor probabilidad de cobertura. Sin embargo, más allá del patrón creciente observado en los coeficientes, lo relevante es que este control explica buena parte de las diferencias asociadas al tipo de contrato. Ello refuerza la interpretación de que el contrato indefinido no garantiza por sí mismo una mayor cobertura, sino que actúa como vía para acumular más tiempo cotizado.

Un aspecto especialmente relevante de los resultados es que la menor probabilidad de los jóvenes de percibir una prestación, subsidio o pensión se mantiene de forma robusta en todas las especificaciones. En la columna (1), los trabajadores jóvenes (16–34 años) ya presentan una probabilidad relativa significativamente inferior a la de los grupos de mayor edad. Esta diferencia no se atenúa al introducir controles por tipo de contrato (columna 2), ni tampoco al controlar por la duración del empleo y otras variables observables (columna 3). En otras palabras, incluso comparando trabajadores con el mismo tipo de contrato y la misma antig¨uedad laboral reciente, los jóvenes siguen teniendo un menor acceso efectivo a los mecanismos de protección por desempleo.

Este resultado no puede explicarse solo por diferencias en el contrato o en la duración del empleo actual, y apunta hacia una forma de desprotección de origen institucional. En primer lugar, el modelo controla por la duración del empleo en febrero de 2020, pero no por el historial completo de cotizaciones acumuladas en años previos, variable fundamental en la determinación del derecho a una prestación contributiva. Es razonable asumir que, a igualdad de duración del empleo actual, los trabajadores de mayor edad han acumulado más tiempo cotizado a lo largo de su vida laboral. En segundo lugar, los mayores tienen acceso a mecanismos específicos del sistema de protección social, como pensiones contributivas o asistenciales, subsidios para mayores de 52 años o prestaciones por incapacidad, que no están disponibles para los jóvenes. En tercer lugar, algunos subsidios asistenciales exigen condiciones que penalizan a los perfiles jóvenes, como la existencia de cargas familiares o un determinado umbral de renta familiar. Finalmente, una parte de la menor cobertura puede deberse a factores de comportamiento: los jóvenes, en mayor medida que otros colectivos, pueden abandonar el mercado de trabajo sin registrarse como demandantes de empleo o sin solicitar prestaciones, ya sea por desconocimiento, informalidad o expectativas de inserción a corto plazo.

La comparación entre ambos mecanismos de protección revela una diferencia fundamental en su lógica de funcionamiento. En el caso de los ERTE, la menor cobertura agregada observada entre los jóvenes se explica en gran medida por su inserción más precaria en el mercado laboral, caracterizada por contratos temporales y trayectorias breves. Una vez que se controla por el tipo de contrato y la duración del empleo, esta desventaja desaparece: los jóvenes no solo no estuvieron menos protegidos, sino que mostraron una mayor probabilidad relativa de acceder a un ERTE respecto a otros grupos, a igualdad de condiciones. En contraste, en el caso de las prestaciones, subsidios o pensiones, la desprotección de los jóvenes persiste incluso tras introducir los mismos controles. Esto sugiere que, a diferencia de los ERTE —cuyo acceso dependía de decisiones empresariales condicionadas por características contractuales observables—, el acceso a las prestaciones está mediado por un diseño institucional que penaliza a quienes presentan trayectorias laborales cortas o interrumpidas —como es habitual entre los jóvenes— y que, al mismo tiempo, otorga una mayor protección a los trabajadores de mayor edad a través de mecanismos específicos, como los subsidios para mayores de 52 años, los vinculados a cargas familiares, y, por supuesto, el acceso a pensiones.

Nuestros resultados muestran una diferencia clave entre los dos principales mecanismos de protección activados durante la pandemia. Mientras que en el caso de los ERTE la menor cobertura agregada de los jóvenes se explica por su inserción más precaria en el mercado laboral —y desaparece al controlar por tipo de contrato y antig¨uedad—, en el caso de las prestaciones esta desprotección persiste incluso tras esos ajustes. Esta asimetría revela que el diseño institucional de las prestaciones penaliza a quienes presentan trayectorias cortas o interrumpidas —como ocurre con frecuencia entre los jóvenes— y, al mismo tiempo, favorece a los trabajadores de mayor edad mediante mecanismos específicos de cobertura.

6. Conclusiones y Lecciones

El colectivo que resultó más desprotegido durante la crisis provocada por la pandemia fue, sin lugar a dudas, el de los jóvenes. A lo largo del análisis empírico hemos constatado que los trabajadores de entre 16 y 34 años sufrieron una doble penalización: fueron los más afectados por la destrucción de empleo y, al mismo tiempo, los que menos cobertura recibieron por parte de los principales mecanismos de protección. En primer lugar, durante el periodo más agudo del shock (entre el cuarto trimestre de 2019 y el segundo trimestre de 2020), los jóvenes representaron más del 50 % de todos los empleos destruidos, a pesar de constituir solo el 26 % de la población asalariada. En segundo lugar, su tasa de protección por ERTE fue considerablemente inferior: mientras los trabajadores de 35 a 49 años alcanzaron una tasa del 75,5 %, y los de 50 a 65 años un 74,6 %, los jóvenes de 16 a 34 años se situaron en el 65,5 %, y el grupo más joven (16–19 años) apenas superó el 43 %. Tampoco lograron compensar esta desprotección a través de otros mecanismos: la tasa de cobertura fuera de los ERTEs (prestaciones, subsidios o pensión) fue del 13,4 % para los menores de 20 años y del 35,8 % para los de 20 a 24, cifras muy alejadas del 73,4 % alcanzado por los trabajadores de 50 a 65 años. En suma, incluso cuando se considera la tasa de protección total combinada, los menores de 20 años se sitúan en tan solo un 51,1 %, frente a más del 93 % de cobertura entre los trabajadores mayores. Esta evidencia cuantitativa confirma que los jóvenes fueron el colectivo más vulnerable, tanto en términos de destrucción de empleo como de desprotección institucional durante la pandemia.

Esta desprotección no fue un fenómeno casual ni coyuntural, sino que responde a características estructurales del mercado laboral español que afectan de forma particular a los jóvenes. En primer lugar, este colectivo presenta una altísima tasa de temporalidad: en el trimestre anterior al estallido de la pandemia, el 47 % de los trabajadores jóvenes tenía un contrato temporal, frente al 25 % de media en el conjunto de la población. Como se ha demostrado a lo largo del trabajo, los contratos temporales no solo ofrecían una menor probabilidad de ser protegidos por un ERTE (con tasas de cobertura inferiores al 40 %), sino que además conllevaban un mayor riesgo de finalización automática sin derecho a indemnización. En segundo lugar, los jóvenes presentan trayectorias laborales más cortas y fragmentadas, lo que limita su acceso a prestaciones contributivas por desempleo y los sitúa con mayor frecuencia en situaciones de desprotección. Finalmente, su mayor concentración en sectores especialmente golpeados por la crisis —como la hostelería y el comercio— agravó aún más su exposición al shock.

El análisis econométrico confirma y matiza esta evidencia descriptiva que hemos encontado, al revelar diferencias sustantivas en la lógica de funcionamiento de los mecanismos de protección. En el caso de los ERTE, la menor cobertura agregada de los jóvenes se explica principalmente por su inserción más precaria en el mercado laboral, y desaparece una vez que se controla por el tipo de contrato y la antig¨uedad en el empleo. Sin embargo, en el caso de las prestaciones, subsidios o pensiones, la desprotección persiste incluso tras introducir estos controles. Esto sugiere que, a diferencia del acceso a los ERTE —determinado por decisiones empresariales condicionadas por características contractuales observables—, el diseño institucional de las prestaciones penaliza sistemáticamente a quienes presentan trayectorias laborales cortas o discontinuas —como ocurre habitualmente entre los jóvenes—, y al mismo tiempo favorece a los trabajadores de mayor edad mediante mecanismos específicos de cobertura.

La pandemia ha puesto de manifiesto la importancia del vínculo laboral entre el trabajador y la empresa a la hora de activar mecanismos de protección frente a shocks como el vivido. Disponer de un contrato indefinido resultó determinante para poder acogerse a un ERTE. En este sentido, la reforma laboral de 2021 marcó un punto de inflexión. Conde-Ruiz et al. (2025) evalúan su impacto utilizando datos administrativos diarios de la Seguridad Social y muestran que la reforma logró reducir de forma muy significativa la temporalidad contractual, al disminuir drásticamente el uso de contratos temporales y promover el uso de contratos indefinidos. En particular, se observa un fuerte aumento de los llamados contratos fijos discontinuos, que sustituyen a buena parte de los antiguos contratos temporales. No obstante, los resultados también indican que esta transformación contractual no ha supuesto, por el momento, una mejora sustancial en la estabilidad real del empleo. Muchos de los nuevos contratos indefinidos reproducen los patrones previos de rotación y corta duración de los contratos temporales. Podemos concluir que la reforma ha sido eficaz en reducir la temporalidad contractual, pero que la precariedad persiste, especialmente entre colectivos vulnerables como los jóvenes o los trabajadores con menor cualificación.

Este trabajo pone de relieve una dimensión positiva de la reforma laboral de 2021 que ha recibido escasa atención en el debate público: su capacidad para mejorar la cobertura potencial de los trabajadores ante futuras crisis. Aunque la reforma no ha eliminado la precariedad, la sustitución de contratos temporales por contratos indefinidos o por contratos fijos discontinuos puede tener implicaciones muy relevantes desde el punto de vista de la protección social, más allá de la duración efectiva de los empleos. Como se ha observado en este estudio, los trabajadores con contratos indefinidos afectados por la crisis de la COVID-19 accedieron en mayor medida a los ERTEs. Incluso los trabajadores con contrato fijo discontinuo —una modalidad tradicionalmente vinculada a actividades estacionales— presentaron una tasa de protección del 67 %, casi el doble que la registrada entre los trabajadores con contrato temporal (35 %). Este hecho sugiere que, ante un shock de características similares, una proporción más amplia de trabajadores precarios podría beneficiarse de mecanismos de ajuste interno como los ERTEs. No obstante, conviene señalar que la reforma laboral también amplió las posibilidades de suscripción de contratos fijos discontinuos, lo que podría haber incorporado a esta categoría relaciones laborales con menor estabilidad que las existentes antes de la reforma. De manera similar ocurre con los contratos indefinidos que aunque mantuvieron su protección legal, la reforma podría haber elevado tasa de baja temprana incluso, especialmente durante el período de prueba.

Este trabajo pone de relieve una dimensión positiva de la reforma laboral de 2021 que ha recibido escasa atención en el debate público: su capacidad para mejorar la cobertura potencial de los trabajadores ante futuras crisis. Aunque la reforma no ha eliminado la precariedad, la sustitución de contratos temporales por contratos indefinidos o por contratos fijos discontinuos puede tener implicaciones muy relevantes desde el punto de vista de la protección social, más allá de la duración efectiva de los empleos. Como se ha observado en este estudio, los trabajadores con contratos indefinidos afectados por la crisis de la COVID-19 accedieron en mayor medida a los ERTEs. Incluso los trabajadores con contrato fijo discontinuo —una modalidad tradicionalmente vinculada a actividades estacionales— presentaron una tasa de protección del 67 %, casi el doble que la registrada entre los trabajadores con contrato temporal (35 %). Este hecho sugiere que, ante un shock de características similares, una proporción más amplia de trabajadores precarios podría beneficiarse de mecanismos de ajuste interno como los ERTEs. No obstante, conviene introducir dos matices importantes. En primer lugar, la reforma amplió las posibilidades de suscripción de contratos fijos discontinuos, lo que podría haber incorporado a esta categoría relaciones laborales con menor estabilidad que las existentes antes de la reforma. En segundo lugar, aunque la normativa aplicable a los contratos indefinidos no se modificó, la evidencia apunta a un aumento de su tasa de rescisión temprana tras la reforma, especialmente durante el periodo de prueba (ver (Conde-Ruiz et al., 2025)). Por tanto, si bien el cambio en la tipología contractual supone un avance potencial en términos de protección formal, su efectividad real dependerá del grado de consolidación de los nuevos empleos.

En este sentido, la reforma laboral de 2021 no solo ha modificado la estructura contractual del empleo, sino que también podría contribuir a reforzar la resiliencia social del mercado de trabajo español. Esta mayor protección del trabajador ante shocks inesperados se ha visto reforzada, además, con la creación del nuevo Mecanismo RED de Flexibilidad y Estabilización del Empleo. Este instrumento, introducido en la propia reforma, permite a las empresas solicitar medidas temporales de suspensión de empleo o reducción de jornada en contextos de crisis cíclica o sectorial, con apoyo público tanto en el pago de prestaciones como en la exoneración de cotizaciones sociales. A diferencia de los ERTEs tradicionales, el Mecanismo RED incorpora un enfoque más estructural y preventivo, con el objetivo de anticipar disrupciones económicas y proteger el vínculo laboral. De este modo, la combinación de una menor segmentación contractual y de mecanismos institucionales más versátiles puede contribuir a una respuesta más equitativa y eficaz ante futuras crisis.

Referencias

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Appendix

A. Cobertura de los ERTEs según la EPA

Tabla 11: Matriz de transición (2019Q4–2020Q2) por categorías. Datos EPA Fuente: Elaboración propia a partir de datos del INE.

\[E n E R T E _ {i}\]

\[T a s a P r o t e c c i ó n E R T E _ {i} = \frac {E n E R T E _ {i}}{E n E R T E _ {i} + S a l i d a s d e l e m p l e o n o p r o t e g i d a s p o r E R T E s _ {i}}\tag{5}\]

Tabla 12: Tasa de protección ERTE. Datos EPA

Fuente: Elaboración propia a partir de datos del INE.

Tabla 13: Tasa de protección total por grupo de edad. Datos EPA Fuente: Elaboración propia a partir de datos del INE.

A.1. Tablas adicionales con datos de la MCVL

Tabla 14: Base de cotización media por tipo de contrato y transición laboral (Edad 16–24)

Tabla 15: Base de cotización media por tipo de contrato y transición laboral (Edad 25–34)

Tabla 16: Base de cotización mensual media por tipo de contrato, transición y grupo de edad

Nota. TP = jornada parcial; TC = jornada completa.

\[\text {Tasa Protección Pensions} _ {i} = \frac {\text {Número Perceptores (Pensión)} _ {i}}{\text {Total salidas empleo no protegidas por ERTE} _ {i}}\tag{6}\]

\[T a s a P r o t e c c i ó n P r e s t a c i ó n _ {i} = \frac {N ú m e r o P e r c e p t o r e s (P e n s i ó n) _ {i}}{T o t a l s a l i d a s e m p l e o n o p r o t e g i d a s p o r E R T E _ {i}}\tag{7}\]

Tabla 17: Ratio de protección: Pensiones ( %) Fuente: Elaboración propia con datos de la MCVL.

Tabla 18: Ratio de protección: Prestación/Subsidio ( %)

Fuente: Elaboración propia con datos de la MCVL.