PARTICIPACIÓN LABORAL
y DESEMPLEO EN LAS CUATRO PRINCIPALES CIUDADES UN MODELO ECONOMÉTRICO
(21)
r :Crecimiento anual de la población
en edad laboral
e :Crecimiento anual del empleo
Debe notarse que, debido a las
imprecisiones de estimación del volumen total de empleo (que el Dane calcula expendiendo
la ocupación muestral por el cociente entre la población total muestral y la estimada).
La tasa de crecimiento de esta variable suministrada periódicamente por esa entidad es
también imprecisa En cambio la tasa de crecimiento del coeficiente de empleo es una
variable que se mide directamente a partir de la muestra de las encuestas de hogares y la
de la población en edad laboral puede estimarse sobre la base de datos censales
De hecho esta ecuación recoge los
determinantes teóricos más esenciales de la tasa de participación, así como
influencias estacionales y de estructura.
a. Caso del trabajador alentado. Un
alza en los ingresos laborales esperados encarece el costo de oportunidad de la población
inactiva y debe alentar la participación laboral de nuevos miembros de los hogares.
Como el parámetro del coeficiente de
empleo es positivo (b>O), un aumento de ese coeficiente, al elevar la probabilidad de
conseguir empleo y, por esta vía el ingreso probable de los nuevos miembros
participantes, incide positivamente sobre la participación laboral. Este caso es también
recogido por un alza durable del salario mínimo real (el parámetro de esta variables es
positivo: d>O) que eleva también el ingresos esperado por los nuevos miembros del
hogar que se vinculen al mercado laboral.
b. Caso del trabajador desalentado. A
la inversa, una reducción de los ingresos laborales esperados abarata el costo de
oportunidad de la población inactiva y tiende reducir la participación laboral.
El caso es recogido por una
disminución en el coeficiente de empleo que al disminuir la probabilidad que tienen los
nuevos miembros de conseguir empleo y, por tanto el ingreso esperado, hace caer la
participación laboral. También es recogido por una caída en el salario mínimo real que
impacta negativamente sobre el ingreso esperado por los nuevos participantes
c. Caso del trabajador excedente. La
mejora permanente en los ingresos familiares tiende a disminuir, vía un efecto ingreso
sobre el ocio, la participación laboral de los hogares. Un aumento en el coeficiente de
empleo asalariado o la disminución de la tasa de desempleo elevan de manera permanente
los ingresos familiares; pasa lo mismo con el alza en los ingresos reales de los
trabajadores por cuenta propia.
d. Caso del
trabajador adicional. A la inversa, el deterioro permanente en los ingresos familiares
tiende a disminuir la participación laboral. Ese deterioro está recogido por las
siguientes variables: una disminución en el coeficiente de empleo asalariado (CEA); una
caída en los ingresos reales de los trabajadores por cuenta propia (Ycp) y el alza
reciente de la tasa de desempleo (que baja la probabilidad de conseguir empleo y hace caer
el ingreso esperado).
e. La participación laboral muestra
una alta y positiva estacionalidad en el mes de marzo.
f. Paralelamente parece bastante
sensible a ciertos cambios de estructura.
-El aumento tendencial de la
participación laboral parece volverse definitivo cuando la participación laboral es
igualo superior al 54%. Ello ocurrió desde 1984. En este caso la variable ESTl toma valor
de 1 y eleva permanentemente la tasa de participación.
-Un segundo cambio estructural parece
haber ocurrido desde comienzos de los años noventa. La influencia positiva de la variable
(EST2) indica una alza permamente en el valor medio de la participaciÓn laboral en la
década actual.
3. La tasa de desempleo
Por definición la tasa de desempleo
varía inversamente con el coeficiente de empleo y directamente con la participación
laboral desde que viene dada por la expresión:
a. La tasa de desempleo decrece a
medida que aumentan tanto el coeficiente de empleo total como y, sobre todo, el
coeficiente de empleo asalariado. En el primer caso (aumento del coeficiente de empleo
total) se trata de un truísmo prescrito por la ecuación 5, que se produce a pesar de
que, como vimos, la participación laboral tiende a aumentar. En el segundo caso (alza del
coeficiente de empleo asalariado) la reducción de la participación laboral asociada con
el alza en el empleo asalariado tiende a reforzar el impacto positivo de esta variable
sobre la desocupación.
b. U n alza durable en el salario
mínimo real elevaría una mayor participación laboral- la tasa de desempleo.
c. En cambio un alza en el ingreso real
de los trabajadores por cuenta propia tiende a disminuir la desocupación. Ese impacto se
produce (ecuación 4) vía una reducción en la participación laboral.
d. El ajuste (al alza o a la baja) de
la tasa de desempleo alas variaciones de la ocupación es lento. A partir de una
situación de alto desempleo una mejora en el empleo se demora en impactar la
desocupación, pues la participación laboral es sensible al desempleo anterior. A la
inversa, si la desocupación ha sido baja, una crisis en la ocupación se demora en elevar
la tasa de desempleo, pues la participación laboral depende positivamente del desempleo
anterior.
e. El mes de marzo presenta
estacionalidad, el desempleo es superior en este trimestre del año.
f. Cuando la participación laboral
supera el 54%, reflejado en la variable estructura, el desempleo tiende a ser mayor.
Cuando supera el 58.0% se produce un nuevo aumento en el nivel medio de la desocupación.
4. Notas estadísticas
a. Al contrastar estabilidad en los dos
modelos
(23), se hizo preciso crear una nueva variable
estructural (EST2) que permitiera homogeneizar la serie, como requisito de predicción. Si
se hace abstracción de los cambios en las demás variables, desde 1990 y hasta 1993, el
nivel medio de la participación laboral parece haber dado un nuevo salto estructural
hacia arriba.
b. La prueba estadística de
homocedasticidad muestra que la relación entre los residuales y la tasa de desempleo no
tiene un patrón definido
(24). También con los
residuales obtenidos de cada una de las estimaciones de los modelos, se estimó de nuevo
por M.C.O y se obtuvo la no evidencia de autocorrelación. En efecto, el estimador de los
residuales rezagados (como variable explicatoria) resultó estadísticamente no
significativa (en ambos modelos).
c. La otra manera de evidenciar
autocorrelación es con el estadístico DW (Durbin-Watson). La ecuación (4) de
participación laboral, no presenta autocorrelación. Para la ecuación (6) de tasa de
desempleo, no se utilizó esta prueba como evidencia de autocorrelación (el modelo
presenta la variable dependiente rezagada como variable explicativa); simplemente se
estimaron los errores obtenidos del modelo original contra su rezago y las demás
variables. El resultado de la estimación indica que los residuales rezagados no son
estadísticamente significativos, y que además la suma explicada es muy pequeña.
Significa que no se puede rechazar la hipótesis de ausencia de autocorrelación. Este
mismo procedimiento también se aplicó para el primer modelo, obteniendo resultados
consistentes con la primera prueba
(25).
21. Este artículo fue
escrito hacia junio de 1995. No obstante es una versión inacabada que se publica para
alentar la investigación a este respecto. Para que se convierta en un modelo útil desde
el punto de vista de la predicción se requiere un trabajo estadístico adicional.
Regresa a (21)
22. Algunas variables
no cubren el período completo; fue necesario estimar su crecimiento. Por ejemplo, el
coeficiente de empleo y ograros fue calculado como la variación que presenta a partir de
diciembre de 1989.
Regresa a (22)
23. Se estima el
modelo con los mismos datos hasta 1989 (cuarto trimestre); luego, predecimos con éste y
se compara con datos observados (la misma fuente), es decir, con datos de 1990 a 1994
suministrados por el DANE. El modelo no presentó homogeneidad en toda su serie. Los datos
observados coinciden con los predichos hasta la estimación del modelo, pero cuando se
compara la predicción del año 1989 a 1994 con sus datos observados, la realidad es otra.
Existe un margen de error o una brecha considerable.
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24. El mismo
procedimiento se realizó con otras variables explicativas, e incluso los residuales se
elevaron al cuadrado ( otra forma de verificar heterocedasticidad) y se realizaron las
pruebas gráficas del caso.
Regresar a (24)
25
.Existen otros estadísticos para chequear Heterocedasticidad y Autocorrelación, que el
paquete SHAZAM versión 7 identifica fácilmente. Para su comprensión remitimos al lector
a realizar una lectura previa de cualquier libro de econometría, sobre estos temas. En
nuestro caso, el texto guía, aparte del Manual del paquete Shazam v- 7, fue Econometría,
segunda edición, del autor Alfonso Novales.
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