Visor de obras.

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Universidad de Valencia

Ministerio de Economía y Hacienda y Universidad de Valencia

Ministerio de Economía y Hacienda

En 1991, tras varios años de fuerte crecimiento, la economía española había logrado reducir la tasa de paro al quince por ciento de la población activa, por primera vez desde 1982. Apenas tres años después el desempleo ha aumentado en casi nueve puntos porcentuales. ¿Cuál es la causa de esta recesión? En principio no parece adecuado achacar este incremento del desempleo a eventos particularmente desfavorables por el lado de la oferta, ya que durante estos años se han aplicado una serie de medidas de política económica encaminadas a liberalizar el mercado de trabajo. Sin embargo, tampoco la desinflación, utilizada tradicionalmente como indicador de la presencia de shocks negativos de demanda, ha sido más intensa que en otros períodos de nuestra historia reciente en los que el desempleo aumentó muy poco (1983) o incluso disminuyó (1987-88).

El objetivo de este trabajo es analizar si el incremento en la tasa de desempleo observado durante la crisis económica de los noventa se debe a un aumento de su componente tendencial o si, por el contrario, es consecuencia de un movimiento fundamentalmente cíclico de la economía española. Los resultados obtenidos indican que la recesión   —158→   reciente ha estado asociada a una notable caída de la demanda, a diferencia de la recesión de los primeros años de la década de los ochenta, período en el que se experimentaron importantes cambios estructurales. En este trabajo no se pretende descifrar las causas últimas de la caída en la demanda agregada que podría explicarse, en buena medida, por el intento de acortar los diferenciales de inflación con el resto de países de la Unión Europea (UE) y la simultánea disminución en las tasas de actividad que, por distintas razones, ha tenido lugar en estas economías⁶⁶.

La identificación de los movimientos estructurales o cíclicos de la tasa de desempleo ha sido objeto de interés preferente en el análisis macroeconómico aplicado en España⁶⁷. El procedimiento habitual en estos trabajos ha consistido en equiparar la tasa de desempleo estructural con la «tasa de desempleo no aceleradora de la inflación» (NAIRU). Esta variable se explica fundamentalmente por el comportamiento de factores tales como los impuestos, los salarios mínimos, los desajustes estructurales en el mercado de trabajo, etc. La conclusión más importante de estos trabajos es bien conocida y adjudica el notable incremento de la tasa de paro, que la economía española sufrió durante la década de los ochenta, al comportamiento de su componente estructural. El incremento en el desempleo provocado por la concurrencia de una serie de perturbaciones de oferta y de demanda se convirtió en permanente a causa de las múltiples rigideces de nuestros mercados de productos y factores.

Este trabajo comparte con los anteriores el objeto de análisis y el marco teórico de referencia⁶⁸ pero difiere de aquellos trabajos en tres aspectos. En primer lugar, el supuesto de identificación del componente cíclico de la tasa de desempleo que se utiliza aquí no descansa en la curva de Phillips sino en la existencia de una relación estable entre este componente y el grado de utilización de la capacidad productiva (CU) Esta relación puede interpretarse como una manifestación de la ley, de Okun no exclusivamente tecnológica, sino derivada de la condición de «equilibrio» en el proceso de formación de rentas. De acuerdo con este supuesto de identificación, se denominan movimientos cíclicos del   —159→   desempleo a los asociados a cambios en la CU, mientras que los cambios en el desempleo estructural serán aquellos compatibles con un valor dado de la presión de la demanda. En segundo lugar, aunque la tasa de desempleo estructural puede derivarse a partir de la solución de largo plazo de un sistema de ecuaciones de precios y salarios, en este trabajo la estimación del desempleo cíclico se aborda mediante la aplicación de diversos métodos econométricos, lo que permite evitar los problemas de identificación endémicos en la estimación estructural de este tipo de ecuaciones. Por último, el período muestral que se contempla en este trabajo es más amplio y abarca dos grandes fases de estancamiento (1982-85 y 1991-1994) entre las que se intercalan unos años caracterizados por un fuerte crecimiento. Esta mayor variabilidad muestral permite llevar a cabo un análisis comparativo que muestra diferencias notables entre ambas recesiones, desde una perspectiva macroeconómica. El desempleo estructural, que creció rápidamente durante la primera mitad de los años ochenta, parece haberse estancado en torno a una tasa del 19-20 por ciento, alrededor de la cual la tasa de paro observada ha sufrido un pronunciado movimiento cíclico asociado a la evolución de la presión de la demanda agregada.

El resto del trabajo se organiza como sigue. En la segunda sección se presenta la evidencia empírica relativa a la evolución de las tres principales variables agregadas objeto de estudio: la participación de los salarios en la renta nacional, el grado de utilización de la capacidad productiva y la tasa de desempleo. En la tercera sección se presenta, en forma resumida, el marco teórico que permite interpretar la descomposición del desempleo en sus componentes cíclico y tendencial. En la cuarta sección se aborda esta descomposición para, a continuación, concluir con un resumen de los resultados más importantes del trabajo, junto a algunas consideraciones adicionales relativas a las opciones actuales de política económica.

La descomposición habitual de la tasa de desempleo (Ut) separa un componente cíclico , que por definición es estacionario, y, otro estructural , que evoluciona independientemente de las fluctuaciones cíclicas de la economía. Estos componentes no son observables por lo que es necesario adoptar algunos criterios de identificación. El procedimiento   —160→   más habitual a este respecto consiste en asociar con la tasa de desempleo compatible con una inflación estable (NAIRU). El supuesto clave para esta descomposición es muy simple: la NAIRU se obtiene como la solución de equilibrio en un sistema de ecuaciones de precios y salarios tras fijar a cero las sorpresas de inflación. Así, el desempleo cíclico se explica básicamente por la existencia de sorpresas nominales. Como se argumenta más adelante, los problemas empíricos de identificación no son desdeñables ya que no necesariamente un incremento del desempleo cíclico ha de venir acompañado de una caída en la inflación⁶⁹. En este trabajo se adopta un supuesto de identificación alternativo y se denomina ciclo al componente de la tasa de paro que presenta una asociación estable con un indicador fiable de la presión de la demanda en cada momento, como es el grado de utilización de la capacidad productiva⁷⁰. En el primer apartado de esta sección se describe la correlación entre la CU la tasa de paro en la economía española y se compara con la existente en otros países industrializados. A continuación se lleva a cabo una primera aproximación al cálculo de la tasa natural de desempleo, bajo el supuesto de que las variaciones en este componente son las que dan lugar a los desplazamientos de la relación entre CU y U mencionada con anterioridad. En esta sección también se pasa revista a la evidencia empírica disponible sobre otras dos variables importantes en la estimación del componente cíclico de la tasa de paro: la participación de los salarios en la renta nacional y el mark-up del precio sobre el coste laboral.

El supuesto básico de identificación del desempleo cíclico (y estructural) en este trabajo es la existencia de una relación a largo plazo o estable entre CU y U, que puede representarse como:

Ut - = a(CU)t - CU) + et

(1)

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en donde CU es el nivel promedio de utilización de la capacidad productiva y et recoge variaciones nominales o de muy corto plazo en precios, salarios y productividad, es decir, perturbaciones transitorias, de modo que la única fuente de desplazamiento en la relación entre U y CU viene recogida en ⁷¹. Estos desplazamientos son debidos a los cambios en la tasa de desempleo compatible con una utilización promedio de la capacidad instalada (MURU)⁷².

En una primera aproximación descriptiva se aprecia una clara correlación negativa entre la tasa de desempleo y la CU para la mayoría de los países industrializados. Esta correlación es una manifestación de la ley de Okun que relaciona las desviaciones del output respecto a su nivel potencial con movimientos cíclicos del desempleo. En el Gráfico 1 se recoge esta correlación para algunos países, en donde la variable CU se ha normalizado para facilitar las comparaciones⁷³. Si la expresión (2.1) es una representación adecuada del desempleo cíclico, todos los movimientos de largo plazo en Ut, deben reflejarse en un desplazamiento similar en . Dado que la parte derecha de la expresión (2.1) es estacionaria también lo será el término de la izquierda. Por tanto, en aquellos países en los que la serie de desempleo presenta síntomas de n estacionariedad, ello se deberá a variaciones de . En efecto, salvo para el caso de los EE. UU., la relación negativa entre CU y U se ha desplazado en el tiempo, lo que puede interpretarse como un aumento de la tasa de desempleo compatible con un nivel dado de presión de la demanda. La economía española presenta dos características específicas. La primera es la magnitud de estos desplazamientos que es notablemente superior a la del resto de los países considerados, incluidos Francia y el Reino Unido. La tasa de desempleo ha aumentado en maestro país desde mediados de los setenta hasta mediados de los ochenta en más de quince puntos porcentuales sin que el grado de utilización de la capacidad instalada haya variado sustancialmente. La segunda de estas características es que la relación negativa que se aprecia entre ambas variables desde mediados de los años ochenta presenta, en el caso de la economía española, una menor pendiente que en el resto de los países.

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La expresión (1) sugiere una forma sencilla de estimar . A partir de una regresión de la tasa de desempleo en las desviaciones de CU respecto a su valor promedio muestral e incluyendo como regresores adicionales una serie de tendencias segmentadas (que garanticen la estacionariedad de los residuos), la MURU se define como la suma de las variables artificiales temporales y de los residuos de la ecuación estimada⁷⁴:

Ut = ao + a1 (CUt - CU)+ S aiTit + et

(2)

En el Gráfico 2 se ha representado una estimación de la MURU para la economía española, de acuerdo con la expresión arriba indicada⁷⁵

Como puede apreciarse, el desempleo estructural se sitúa por encima   —165→   de la tasa de desempleo observada hasta 1978. Desde entonces aumenta considerablemente y de una forma continuada hasta 1988, aunque se encuentra por debajo de la tasa de desempleo durante este período. La recesión que experimentó la economía española durante la primera mitad de los años ochenta se caracterizó por este incremento del desempleo estructural, acompañado de un elevado desempleo cíclico que alcanzó su máximo en el bienio 1984-85. El desempleo estructural se estabilizó a partir de 1988 iniciándose un período de fuerte expansión, en el que el desempleo cíclico alcanzó su mínimo en el bienio 1990-91. A diferencia de lo que ocurrió en la primera mitad de los ochenta, la recesión de los noventa se ha caracterizado fundamentalmente por el aumento en , aunque también se ha producido un ligero repunte del desempleo estructural. Este cálculo de la tasa de desempleo compatible con una demanda a su nivel promedio o de utilización normal de la capacidad instalada adolece de múltiples limitaciones. Sin embargo, a partir de esta sencilla especificación se estima un componente cíclico del desempleo que no se aleja mucho del obtenido con métodos más elaborados, tal y como muestra el siguiente ejercicio.

Una forma alternativa de analizar el papel de la utilización de la capacidad productiva como indicativa de la presión de la demanda sobre la tasa de desempleo es la propuesta por Bean (1995), que consiste en estimar un VAR con tres variables: inflación, CU y tasa de desempleo. Como es habitual en este tipo de metodología, es necesario realizar algunos supuestos de identificación que permitan recuperar, a partir de los residuos estimados, los shocks estructurales (de oferta, de demanda y de oferta de trabajo) no observados. Con la finalidad de presentar unos resultados comparables a los de Bean (que aplica este procedimiento a los EE. UU. y al promedio de la UE) se supone que los shocks de demanda afectan contemporáneamente a la tasa de desempleo y la CU y con un desfase a la inflación, que los shocks de oferta sólo tienen efectos contemporáneos sobre la inflación y el desempleo, y que los shocks de oferta de trabajo sólo afecta contemporáneamente al desempleo. En este caso, el sistema está sobreidentificado ya que se introducen cuatro restricciones, que junto con los seis elementos de la matriz de varianzas-covarianzas de los residuos estimados con el VAR, son más que suficientes para recuperar los nueve elementos de la matriz que resuelve el problema de factorización planteado. Una vez estimada esta matriz es posible descomponer cada una de las variables en función   —166→   de los shocks estructurales⁷⁶. En el gráfico 2 se puede apreciar que la tasa de desempleo simulada a partir de 1967 bajo el supuesto de ausencia de shocks de demanda, presenta un perfil similar al de la MURU que se ha estimado a partir de (2). Los resultados de ambos ejercicios indican que las características de la última recesión son bien distintas a las del período recesivo experimentado en la primera mitad de los ochenta.

El desempleo cíclico y el grado de utilización de la capacidad productiva son los indicadores de exceso de demanda en el mercado de trabajo y en el mercado de bienes y servicios respectivamente. Ante perturbaciones de demanda el movimiento en ambas variables ha de tener lugar en sentido opuesto. Un incremento del desempleo cíclico se asocia a una menor presión en el mercado de trabajo y, de este modo, a una reducción de la participación de los salarios en la renta nacional. Si esta variación de tiene su origen en una perturbación de demanda, cabe esperar que los movimientos en la CU presenten una correlación negativa con el mark-up de los precios sobre el coste laboral unitarios⁷⁷. En este apartado se analiza el comportamiento cíclico de la participación salarial, es decir de sus desviaciones respecto a un valor que pueda catalogarse de tendencias o de equilibrio a largo plazo (s*).

En el Gráfico 3 se recoge la evolución de la participación de las rentas salariales del sector privado en el producto interior bruto a precios de mercado de este sector⁷⁸. La variable st, presenta todas las características de una serie no estacionaria⁷⁹, lo cual tiene notables implicaciones para la modelización del proceso de determinación de rentas para el que resulta necesario disponer de una definición de s*⁸⁰. El carácter no estacionario   —167→   de st, obliga a la consideración de un concepto variable de objetivo de rentas. El término s* se puede definir de diversas maneras, de entre las cuales se ha optado por considerar un objetivo de mantenimiento del statu quo de la distribución, de modo que s* = st-1⁸¹. El Gráfico 4 muestra la relación entre Δst, y el desempleo cíclico obtenido a partir de la ecuación (2.2). Como puede apreciarse, la relación entre ambas es negativa: cuando el desempleo cíclico aumenta, la participación de las rentas salariales presenta una tasa de crecimiento negativa.

Dada la existencia de una correlación negativa entre la tasa de variación de las rentas salariales y el desempleo cíclico, sólo es posible derivar una relación negativa entre éste y la presión de la demanda en el mercado de bienes y servicios si Δst es a su vez procíclica. Como muestra el Gráfico 5, la relación entre Δst, (para el conjunto del sector privado) y la utilización de la capacidad productiva es positiva y estadísticamente significativa, de forma que en los años de mayor (menor) presión de la demanda el crecimiento de la participación salarial es más (menos) acusado⁸². Esto indica qué el mark-up es contracíclico, de manera que las empresas ven cómo   —168→   los salarios reales aumentan más que la productividad en las fases expansivas del ciclo⁸³. También es conveniente destacar que durante la recesión reciente la tasa de crecimiento de la participación de los salarios en la renta ha sido negativa y entre las más bajas del período analizado. Esta evidencia parece indicar que la presión salarial no ha sido el factor determinante del aumento del desempleo observado en los últimos años.

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El método convencional de descomposición de los movimientos de la tasa de desempleo entre desempleo cíclico y desempleo estructural lo constituye la aportación de Layard y Nickell (1985, 1986 y 1987). El enfoque que se adopta en este trabajo es una versión modificada del convencional de precios y salarios que utilizan Layard, Nickell y Jackman (1991), pero incorpora algunas de las propuestas de Franz y Gordon (1993). La ecuación de precios se deriva de la forma habitual a partir del comportamiento de las empresas, que se enfrentan a una demanda de elasticidad finita y que operan en un contexto de competencia monopolística. La tecnología de la empresa representativa se puede aproximar mediante la siguiente función de producción que incorpora progreso técnico exógeno (neutral en sentido de Harrod) que, en agregado crece a la tasa constante g:

yi - ki = a(ni - q - ki) + ei

(3)

en donde y es el output, k el capital, n el empleo, a el progreso técnico y e una perturbación aleatoria. El precio (p) se fija como un mark-up respecto al coste marginal:

(4)

en donde we son los salarios esperados por la empresa. El mark-up de las empresas puede variar cíclicamente con la presión esperada de la demanda (ye). Bajo el supuesto de que ésta puede aproximarse mediante , el mark-up puede escribirse como:

ln[h/(h - 1)] = kit + b1 ()

(5)

Agrupando términos y agregando para el conjunto de la economía se tiene que:

pt - wt + = - + b1( + )

(6)

en donde ; es la productividad tendencial de la economía, st*p es la participación de las rentas del trabajo deseada por las empresas cuando   —170→   CU = CU que depende de factores tecnológicos (a) y de la competencia en los mercados de bienes (kt), y una perturbación aleatoria en la que se recoge, entre otros factores, la sorpresa en salarios. Dado el comportamiento no estacionario, durante el período muestral, de la participación de las rentas del trabajo (st), es preciso suponer que el objetivo de rentas es variable, y de hecho que puede ser no estacionario, con el fin de obtener una relación de equilibrio «de largo plazo»⁸⁴.

La ecuación de salarios puede derivarse a partir de un modelo en el que la negociación está protagonizada por la empresa y los trabajadores empleados (insiders), y en el que éstos tienen un objetivo de empleo distinto del pleno empleo. El salario agregado es pues un promedio del de los insiders y el de los outsiders, por lo que depende de variables tales como la productividad, las cuñas impositivas y en precios, la generosidad de las prestaciones por desempleo, etc. La forma más general de plantear la ecuación de salarios es incluyendo sorpresas de precios y salarios para contemplar la posibilidad de inercias nominales en la determinación de los salarios. Para simplificar, se han agrupado en U* los determinantes de la tasa de desempleo de equilibrio y en un término de error (vt) los shocks de oferta y los salariales⁸⁵:

(7)

Para definir el desempleo de equilibrio se necesita el supuesto de identificación del desempleo cíclico anteriormente mencionado. De las ecuaciones de precios y salarios se deduce que debe existir una relación entre el exceso de demanda en ambos mercados es decir entre la utilización de la capacidad productiva y alguna medida del desempleo. Sumando las ecuaciones de precios y salarios se tiene que⁸⁶:

(8)

  —171→  

Así, U* viene definido como el nivel de desempleo compatible con una tasa promedio de utilización de la capacidad productiva, de modo que la desviación del desempleo respecto a su nivel de equilibrio está asociada a variaciones en la utilización de la capacidad productiva y por las sorpresas de precios. La evolución cíclica del desempleo, que tradicionalmente se ha obtenido como un subproducto de la estimación del desempleo estructural, pasa a ocupar un papel central en la especificación econométrica. El criterio de identificación de este componente cíclico de demanda es precisamente la (versión de la) ley de Okun obtenida directamente de la relación de largo plazo entre el mark-up de precios y salarios⁸⁷.

¿Qué diferencias presenta la ecuación (8) respecto a la forma tradicional en la que se estima la NAIRU? Las ecuaciones de precios y salarios determinan una forma reducida en la que las desviaciones de la tasa de desempleo respecto a la NAIRU dependen únicamente de las aceleraciones de los precios, que aproximan las sorpresas de precios cuando la inflación sigue un paseo aleatorio:

(9)

Según este enfoque tradicional las sorpresas en precios tratan de aproximar las fluctuaciones cíclicas en la tasa de desempleo. El problema que se plantea a la hora de elegir entre las expresiones (8) y (9) no es otro que el de analizar las ventajas e inconvenientes de la elección del grado de utilización de la capacidad productiva frente a las sorpresas de precios como criterio de identificación del componente cíclico del desempleo. En la próxima sección se discuten con detalle las ventajas de la identificación por medio de CU que siendo de carácter fundamentalmente empírico son muy relevantes en términos de política económica. Sin embargo, resulta conveniente mencionar dos razones por las que es preferible la utilización de la capacidad productiva en lugar de las sorpresas de precios.

La primera razón ya se ha mencionado con anterioridad, y se basa en que Δ2p puede captar movimientos autónomos de la inflación que no tienen porqué deberse a cambios en la demanda. En general, la sorpresa de precios depende no sólo de las perturbaciones de demanda, sino   —172→   también de shocks tecnológicos y salariales transitorios, con lo que Δ2p está contaminada por otro tipo de perturbaciones que pueden ocultar los movimientos cíclicos de la demanda. La segunda es que aun siendo ambas variables estacionarias en las economías occidentales, y en particular en la española, las desviaciones de CU respecto a su promedio presentan una persistencia mayor que Δ2p, lo que parece estar más en consonancia con las fluctuaciones de demanda y con la duración de los ciclos económicos. En la práctica, como se recoge en la sección siguiente, la correlación entre Δ2p y la diferencia entre U y la NAIRU es muy pequeña, de modo que lo que se denomina ciclo es básicamente un residuo de la estimación de la NAIRU, sin ningún significado desde el punto de vista de la política económica. La diferencia entre U y la MURU, por el contrario, está muy correlacionada con CU, de modo que es posible calcular con mayor precisión la respuesta del desempleo a variaciones en la presión de la demanda.

En esta sección se presentan, en primer lugar, distintas estimaciones de la ecuación (8) para la economía española, discutiendo cuáles son las variables candidatas a explicar la tasa de desempleo estructural. En segundo lugar, se presenta una estimación de la MURU de la economía española. Por último, se analizan utilizando distintos enfoques las ventajas e inconvenientes de tipo empírico de identificar el componente cíclico del desempleo mediante CU en lugar de Δ2p.

La relación entre el desempleo y la Cuque identifica el desempleo cíclico puede obtenerse como subproducto de la estimación de un sistema de ecuaciones de precios y de salarios⁸⁸. Sin embargo, también es   —173→   posible obtener una estimación directa de la ley de Okun que no esté condicionada por los problemas de identificación de la ecuación de salarios⁸⁹. La forma reducida que se propone estimar en primer lugar es la siguiente:

(10)

en donde cu es el logaritmo de CU corregida según se analiza en el apéndice y e + px - px,* el del componente cíclico de la competitividad frente al resto del mundo⁹⁰. En la medida que una expansión cíclica se traduzca en un aumento de cu el signo de b1 será negativo. En la segunda sección se obtuvo una aproximación a la expresión (10) sustituyendo U* por una serie de variables artificiales sin ningún contenido económico. En este apartado se da un paso más en la especificación de la ley de Okun, incluyendo aquellas variables económicas que se utilizan habitualmente para explicar U*.

Por lo que respecta a las variables que presionan a los salarios cabe resaltar el efecto derivado de la resistencia de los salarios reales generado por la brecha entre el salario-producto y el salario-consumo⁹¹ En la medida en que un encarecimiento relativo de los bienes y servicios importados altera dicha brecha, cabe esperar también un efecto positivo del precio de los bienes y servicios importados expresado en mohecía nacional sobre el salario real, que puede afectar al desempleo estructural de la economía. En la relación a estimar se considera la posibilidad de existencia de hysteresis, por lo que se incluye entre los regresores la tasa de desempleo retardada.

En el Cuadro 1 se presentan distintas estimaciones de la ley de Okun para la economía española referidas al período muestral 1964-94.   —174→   Por el momento, únicamente se comentarán aquellas que incluyen CU como regresor, dejando para más adelante las estimaciones en las que aparece Δ2p. Como puede apreciarse en la columna (1), las desviaciones respecto a su promedio muestral del grado de utilización de la capacidad productiva se muestran como una variable muy significativa en la explicación de la tasa de desempleo. Por otra parte, el coeficiente de hysteresis está muy cerca de la unidad. Las pruebas que se han llevado a cabo con el mismatch y el replacement ratio⁹² no han resultado satisfactorias, teniendo una escasa contribución a la explicación de la tasa de desempleo; de hecho, el replacement ratio presenta síntomas de aparecer con el signo contrario al esperado, aunque en otras especificaciones con peor ajuste es posible encontrar efecto positivo de esta variable sobre la tasa de desempleo. La columna (2) incorpora los dos componentes de la brecha entre el coste laboral real (a coste de los factores) y el salario de consumo, es decir, la cuña fiscal y el precio relativo de las importaciones ponderado por el peso de éstas en el consumo. Como se puede apreciar, el coeficiente estimado para el grado de utilización de la capacidad productiva es negativo y su valor -0.34 claramente significativo, mientras que el coeficiente de hysteresis es ahora próximo a 0,70. Por otra parte, ambos componentes de la brecha salarial resultan estadísticamente significativos y sus coeficientes estimados están en el entorno de 0,3 a 0,4, mientras que el ajuste mejora sustancialmente respecto a otras especificaciones alternativas. La dummy considerada para 1972-73 recoge las presiones salariales de dicho bienio, que ya se han mostrado significativas en trabajos anteriores (ver López (1991)). En la columna (3) se incorpora el efecto del componente cíclico de la competitividad de las exportaciones, pudiéndose apreciar que los resultados que se obtienen no difieren sustancialmente respecto a los de la segunda columna, aunque se reduce el error standard y aumenta el estadístico Durbin-Watson.

  —175→  

	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)	(7)	(8)
Constante	0,04	-0,04	-0,05	0,06	0,04	-0,07	-0,07	-0,06
	(3,41)	(3,53)	(4,12)	(4,05)	(3,23)	(4,47)	(5,19)	(4,30)
Ut-1	0.97	0.73	0.70	0.95	0.98	0,63	0,60	0,66
	(48,8)	(12,5)	(12,2)	(33,0)	(47,0)	(8,24)	(8,25)	(9,55)
log (CU* - CU*	-0.40	-0,34	-0,32		-0,41			-0,15
	(8,80)	(7,04)	(6,93)		(7,78)			(2,58)
Δ2log Pt				-0,18	0,02	-0,14	-0,16	-0,07
				(2,22)	(0,41)	(1,84)	(2,28)	(0,92)
log ()/()		0,27	0,29			0,39	0,41	0,34
		(4,80)	(5,35)			(5,59)	(6,27)	(5,29)
log (/m		0,43	0,43			0,57	0,54	0,45
		(4,94)	(5,11)			(5,18)	(5,26)	(4,48)
d72 + d73	0,02	0,02	0,02		0,02
	(4,19)	(4,43)	(4,27)		(4,13)
(e + px - px,*)	-0,05		-0,05	-0,04	-0,05		-0,07	-0,07
	(2,10)		(1,95)	(1,20)	(2,00)		(2,22)	(2,10)
log (Wmin/P)t	0,02			0,03	0,02
	(2,96)			(3,70)	(2,80)
d86 + d87	-0,02				-0,02
	(3,41)				(3,31)
d87				-0,03		-0,02	-0,02	-0,01
				(2,59)		(2,05)	(2,34)	(1,85)
d89				-0,02		-0,03	-0,02	-0,02
				(2,60)		(3,140)	(2,88)	(2,88)
d93				0,03
				(3,13)
R2	,9951	,9953	,9958	,9896	,9949	,9913	,9926	,9940
	,0060	,0059	,0056	,0088	,0061	,0080	,0074	,0066
Durbin-Watson	1,83	1,68	2,01	1,84	1,78	1,47	1,75	1,60

Nota: Método de estimación OLS. La cuña fiscal se define como ti = 1 + ti, tcse = 1 + tcse, td = 1 - td, tcsa = 1 + tcsa. Estadísticos «t» entre paréntesis.

La cuestión es cómo estimar la MURU a partir de estos resultados. La hipótesis que se adopta en este trabajo es, dado que se estima la presencia de hysteresis, denominar como tasa de desempleo cíclica de corto plazo al efecto contemporáneo del grado de utilización de la capacidad productiva y del componente cíclico de la competitividad de las exportaciones sobre la tasa de desempleo, por lo que se define:

  —176→  

o, equivalentemente, la MURU de corto plazo se obtiene a través del efecto contemporáneo conjunto de los determinantes de U* que se incluirán en z, y se puede escribir como:

(MURUt)SR = g2Ut-1 + g3zt

en donde g2 es el parámetro de hysteresis. En este caso, la MURU de largo plazo se obtiene a partir de la expresión anterior:

lo que permite definir (Uc)LR como:

= Ut - (MURUt)LR

En el Gráfico 6 se ha representado la MURU de largo plazo, pudiéndose apreciar que su perfil es muy similar al que se obtuvo, de forma preliminar, en las secciones precedentes. Durante la década comprendida entre 1979 y 1988, la MURU aumenta casi doce puntos porcentuales,   —177→   aunque se sitúa por debajo de la tasa de desempleo observada hasta el año 1989. En el período de expansión 1989-91 la MURU vuelve a estar por encima de la tasa de desempleo observada, para situarse nuevamente por debajo en el último período recesivo. De hecho, desde 1992 la MURU es claramente inferior a la tasa de desempleo observada, aunque aumenta ligeramente cada año durante el período 1991-94, para situarse al final del período muestral analizado en un valor estimado del 19,6 por ciento, lo que pone de manifiesto la importancia del desempleo de carácter cíclico durante el último período recesivo que ha experimentado nuestra economía, si bien es cierto que durante el último trienio se ha producido un repunte del desempleo de carácter estructural, pasando del 17,6 estimado para 1991 a un 19,6 para 1994. Dada la definición utilizada para la MURU a largo plazo, su incremento entre estos dos años puntuales se debe a los cambios acaecidos en las variables incluidas en el vector z, no olvidando que, puesto que se ha estimado un coeficiente de hysteresis , también tienen influencia las variaciones pasadas de dichas variables. De una forma más concreta, si se analiza el cambio en la (MURU)LR entre 1991 y 1994, el 88.2 por ciento del mismo se debe a los incrementos en z que se han dado entre ambos años. De este porcentaje, el 54,4 por ciento (es decir, el 47,9 por ciento del total) se debe a incrementos en la cuña fiscal, mientras que el 45,6 por ciento (el 40,8 por ciento del total) se debe a incrementos en el efecto importaciones.

El Gráfico 6 permite apreciar también de forma muy clara que mientras el bienio 1989-90 se caracterizó por un desempleo cíclico negativo, el último bienio 1993-94 constituye el momento histórico en el que el desempleo cíclico alcanza uno de sus valores máximos, superando ampliamente el que hubo en la mitad de los años ochenta. Este resultado indica la posibilidad de que exista margen de maniobra suficiente para las políticas de manejo de la demanda agregada, en la línea de la estrategia de política económica propuesta para la economía española por Blanchard et al. (1995), y para otras economías europeas por Alogoskoufis et al. (1995).

Por consiguiente, mientras la crisis que experimentó la economía española durante la primera parte de la década de los ochenta estuvo caracterizada por un importante cambio de nivel de la MURU de largo plazo, que aumentó 11 puntos porcentuales en el período comprendido entre 1979 y 1985, el último período recesivo de 1992-94 se ha caracterizado por un fuerte incremento del desempleo de carácter cíclico, cuyo   —178→   nivel alcanzó 4,1 puntos en 1993 y en 4,6 en 1994, y no tanto por el incremento del desempleo estructural, aunque éste aumenta también 1,8 puntos porcentuales entre 1992 y 1994.

Dado que el objetivo de este trabajo es la caracterización del fuerte incremento del desempleo que ha tenido lugar durante los últimos años, es conveniente puntualizar que la interpretación del crecimiento de la MURU desde la década de los setenta refleja un desajuste de oferta más complejo que el de una mera explosión salarial. El incremento de la MURU indica que los costes laborales son muy elevados para el nivel de capital disponible o que éste es insuficiente para emplear a toda la fuerza laboral vigente⁹³. Evidentemente ambas interpretaciones son consistentes entre sí, aunque el mayor énfasis que tradicionalmente se ha puesto sobre la primera ha influido notablemente en el diseño de la política macroeconómica de los últimos años en Europa y, en particular, en España, lo que ha dado lugar a las propuestas de reforma del mercado laboral destinadas a moderar el crecimiento de los salarios reales. Sin embargo, la posibilidad de una escasez fundamental de la capacidad instalada, tras varios años de escasa actividad inversora, no puede desdeñarse⁹⁴.

El criterio de identificación que sigue este trabajo del desempleo cíclico se basa en la utilización de la capacidad productiva en lugar de, como ha sido mucho más habitual, en la aceleración de los precios. En principio, podría pensarse que la elección de Δ2p presenta una clara ventaja sobre la CU, al asociar el desempleo cíclico con la inflación lo que es evidente que no ocurre cuando se estima la MURU. Sin embargo, ésta es una conclusión precipitada.

Una manera de analizar las implicaciones de utilizar Δ2p, en lugar de CU, en la estimación del desempleo cíclico consiste en volver sobre los   —179→   resultados de la estimación directa de la ley de Okun que se han presentado en el Cuadro 1. Como se puede apreciar en la columna (4), es posible encontrar una relación negativa entre U y Δ2p, aunque es necesario incluir distintas variables artificiales para los últimos años del período muestral considerado (1987, 1989 y 1993). Según el modelo teórico que se ha presentado en la sección anterior, en principio no puede descartarse que CU y Δ2p aparezcan simultáneamente. La columna (5) muestra los resultados que se obtienen cuando ambas variables compiten conjuntamente, incluyendo las mismas variables explicativas consideradas en las ecuaciones anteriores, es decir, el paro retardado, el salario mínimo real y el componente cíclico de la competitividad. El resultado que se presenta parece concluyente, en términos del ajuste de las ecuaciones y de la significatividad de las variables, respecto a la superioridad de la capacidad productiva sobre las sorpresas en precios para aproximar el desempleo de carácter cíclico, y no se ve influido por las variables artificiales consideradas. En la columna (6) se presentan los resultados de incluir ambos componentes de la cuña salarial con las sorpresas en precios en lugar de las desviaciones del grado de utilización de la capacidad productiva. En este caso la variable artificial para 1972-'3 no resulta significativa, aunque es necesario incluir variables ficticias para los años 1987 y 1989. A pesar de ello, el error standard de la regresión aumenta más del treinta por ciento. En la columna (7) se incluye el componente cíclico de la competitividad, mejorando los resultados anteriores. Por último, en la columna (8) se añade el grado de utilización de la capacidad productiva, observándose nuevamente que cuando compite con las sorpresas en precios se muestra superior; se puede ver que al incluir la CU como regresor adicional, la aceleración de los precios no resulta estadísticamente significativa, aun cuando se conserven las variables ficticias de la ecuación anterior. A la vista de los resultados anteriores, se puede concluir que, en las especificaciones consideradas, las desviaciones   —180→   en el grado de utilización de la capacidad productiva se muestra en todos los casos como una variable más significativa y con mayor poder explicativo que las sorpresas en precios. Podrá argumentarse que esta comparación de la validez de CU frente a la inflación no anticipada en la identificación del desempleo cíclico está sesgada a favor de la primera, debido al modelo econométrico utilizado, ya que el modelo estimado en este trabajo está diseñado para tener en cuenta la dinámica de CU, si bien, en la estimación de las ecuaciones de precios y salarios, los retardos de Δ2p no han resultado nunca significativos. Por ello es conveniente profundizar en la comparación entre estas dos variables utilizando un marco empírico alternativo.

Otra forma de evaluar las ventajas relativas de la utilización de la CU como criterio de identificación del componente cíclico es mediante la estimación de un VAR entre las variables más relevantes que se han considerado en la estimación de las ecuaciones de precios y salarios. En primer lugar se ha estimado un VAR con la cuña fiscal (zt), la cuña en precios (zp), la primera diferencia de la participación de las rentas salariales (Δs), CU y U⁹⁵. Al igual que en la segunda sección, se ha simulado el comportamiento de la tasa de desempleo a partir de 1967 bajo el supuesto de que no se hubiesen producido shocks de demanda. Como puede apreciase en el Gráfico 6 la variable resultante presenta un perfil bastante parecido a la MURU de largo plazo estimada anteriormente. Sin embargo, los resultados cambian dramáticamente cuando se sustituye CU por Δ2p. En este caso, la tasa de desempleo filtrada de los shocks de demanda se diferencia muy poco de la tasa de desempleo corriente, lo que pone de manifiesto la incapacidad de Δ2p para reflejar los shocks de demanda que afectan a la tasa de desempleo.

Por último, de igual manera que se ha establecido la distinción entre la MURU de corto y largo plazo, es posible estimar una NAIRU de corto y largo plazo. Con la finalidad de simplificar al máximo el debate sobre la elección entre una y otra, se han utilizado las estimaciones que aparecen en las columnas (2) y (6) del Cuadro 1, para calcular cuál hubiera sido el efecto a corto plazo (sin tener en cuenta los efectos dinámicos) sobre la tasa de desempleo si CUt = CU o Δ2p = 0. Los resultados para el periodo 1985-94 (expansión-recesión) se presentan en el Gráfico 7. Como puede apreciarse, los efectos de Δ2p sobre la tasa de desempleo son prácticamente   —181→   nulos, lo que no ocurre con CU. De hecho, si en 1993 la CU hubiera aumentado un 7,5 por ciento, la tasa de desempleo habría disminuido en 2,6 por ciento. En otras palabras, la descomposición efectuada de la tasa de desempleo cuando se utiliza Δ2p deja dos componentes con una aportación significativa (la NAIRU y un ruido), y un tercero que tiene una importancia cuantitativa mucho menor (desempleo cíclico). Esto no ocurre cuando se utiliza la CU, ya que aísla una parte importante del residuo estimado. Una manera de cuantificar la aportación de estos componentes consiste en regresar en Δ2p y CU alternativamente. En el primer caso, Δ2p sólo explica un 11 por ciento de la varianza de , mientras que con CU es posible explicar hasta un 75 por ciento.

Por lo que respecta a la comparación de las tasas de desempleo de equilibrio⁹⁶ a largo plazo, como puede observarse en las estimaciones que aparecen en las columnas (2) y (6) del Cuadro 1, la elección de una u otra variable no altera la estimación de zt, por lo que la NAIRU y la MURU de largo plazo presentan unos niveles muy similares. Dada esta similitud podría parecer que la estimación de la NAIRU es preferible ya que la diferencia entre U y la NAIRU muestra el margen de maniobra de la política económica para la reducción del desempleo sin acelerar la inflación, mientras que el término U-MURU no tiene esta propiedad. No   —182→   obstante, la visión normativa que asociada a la NAIRU puede conducir a conclusiones poco acertadas sobre el papel de la política económica, como las que se obtienen si se calcula la aceleración de precios necesaria para situar la tasa de desempleo corriente al nivel de la NAIRU. Esta es quizás la principal justificación de la superioridad del criterio de identificación basado en la CU. Por ejemplo, dado que el nivel estimado de la NAIRU en 1993 era el 20,4 por ciento, la inflación necesaria para que Ut = NAIRU hubiera sido el 23,3 por ciento si dicha reducción se hubiera llevado a cabo en un único período, o un 12,5% por ciento si el efecto buscado fuese a largo plazo. La razón por la que un ejercicio como éste carece de sentido es que de nuevo se olvida la existencia de un tercer componente como es el residuo estimado que, en el caso en el que se utiliza Δ2p, es relativamente importante y tiene un comportamiento cíclico apreciable. El problema puede ilustrarse en términos bastantes simples. Dada la evolución de Δ2p y suponiendo que su correlación con la NAIRU es despreciable, el valor estimado del coeficiente de Δ2p depende de la covarianza entre esta variable y (Ut - NAIRU). Si esta covarianza es baja (elevada) el componente cíclico estimado es poco (muy) importante en relación al residuo, por lo que el coeficiente de Δ2p será pequeño (grande), afectando proporcionalmente al valor requerido de Δ2p para acercar la tasa de desempleo al nivel de la NAIRU.

Todos estos resultados confirman que, independientemente de la metodología utilizada, la utilización de CU presenta ventajas sobre Δ2p como criterio de identificación de Uc Sin embargo, también deja abiertas algunas cuestiones relevantes que en este trabajo no se han abordado. Una extensión natural del mismo sería tratar de establecer cuál es la relación (fundamentalmente empírica) entre la utilización de la capacidad productiva y la inflación, ya que el marco utilizado en este trabajo no permite cuantificar, por ejemplo, cuál hubiera sido el efecto sobre la inflación a corto y a largo plazo del aumento en CU necesario para disminuir la tasa de desempleo al nivel de la MURU.

Tras varios años de fuerte crecimiento, en 1991 la tasa de paro de la economía española había bajado hasta el quince por ciento de la población activa por primera vez desde 1982. Apenas tres años después, en 1994, el desempleo ha aumentado en casi nueve puntos porcentuales.   —183→   En este trabajo se ha analizado si este incremento en la tasa de desempleo ha sido consecuencia de un aumento de su componente estructural o si, por el contrario, ha estado causado por un movimiento cíclico de la economía española. El componente cíclico de la tasa de desempleo, asociado básicamente a shocks de demanda, se aproxima por las variaciones en el grado de utilización de la capacidad productiva (y en menor medida por las variaciones transitorias de la competitividad) en lugar de por las sorpresas en precios, como se ha hecho tradicionalmente. Es decir, el criterio de identificación descansa sobre la ley de Okun y no sobre la curva de Phillips. Dado que no existen razones inequívocas de tipo teórico para elegir entre estos dos criterios de identificación, la elección se ha basado fundamentalmente en argumentos de tipo empírico lo que ha conducido a contrastar los resultados utilizando diversos enfoques econométricos.

La estimación del desempleo cíclico, que puede derivarse como solución de equilibrio de un sistema de ecuaciones de precios y salarios, resulta robusta a la aplicación de métodos econométricos alternativos. Entre éstos cabe señalar la estimación ad-hoc de la ley de Okun, incluyendo como regresores adicionales una serie de dummies y tendencias temporales segmentadas que aproximan la MURU y que garantizan la estacionariedad de los residuos obtenidos. El segundo método es la estimación directa de la relación de equilibrio del sistema antes mencionado, es decir, eliminando la dinámica. Por último, la tasa de desempleo estructural obtenida por cualquiera de estos métodos es muy similar a la tasa de desempleo de la que se eliminan los shocks de demanda estimados aplicando la metodología VAR a distintas combinaciones de las variables de interés.

Estos resultados permiten caracterizar la recesión reciente como un movimiento cíclico asociado a una fuerte caída en la presión de la demanda, que ha hecho pasar al desempleo desde un nivel de cuatro puntos porcentuales por debajo de la tasa desempleo compatible con la presión de la demanda a su nivel promedio hasta otro nivel de cuatro puntos por encima de la misma. Durante este período el desempleo estructural se ha mantenido estable, aunque con una ligera tendencia al alza. Esta caracterización permite diferenciar el comportamiento de la tasa de desempleo en esta recesión frente al observado durante la primera mitad de la década de los ochenta. En esos años, junto a un no desdeñable déficit de demanda, la economía española sufrió una serie de shocks de oferta y transformaciones que provocaron un incremento continuado de la tasa de desempleo estructural. Entre estos VAR, en este   —184→   trabajo se han identificado los componentes de la cuña salarial, junto a una notable persistencia o hysteresis cuyo coeficiente estimado se sitúa en 0,7, en línea con los resultados de otros autores, que encontrando tal efecto rechazan la existencia de hysteresis total.

Los resultados anteriores confirman que el desempleo estructural tse ha estabilizado en torno al 19-20 por ciento, gracias, en buena medida, a la aplicación de las políticas de oferta, lo que indica que estos esfuerzos deben continuar en el futuro. Sin embargo, las oscilaciones cíclicas de la tasa de desempleo alrededor de la MURU indican que las políticas de demanda también pueden jugar un papel importante en la disminución de la tasa de desempleo, tal y como han propuesto algunos autores recientemente. Teniendo en cuenta los mecanismos de hysteresis de nuestra economía esta disminución puede alcanzar unos cuatro puntos porcentuales a medio plazo.

Estas conclusiones, sin embargo, no deben interpretarse en el sentido convencional de que esta reducción del desempleo sea compatible con el mantenimiento de una inflación constante o incluso a la baja. En sentido estricto, los resultados de este trabajo indican que si las condiciones de la demanda fueran tales que las empresas volvieran a un nivel normal de utilización de la capacidad productiva, el desempleo se reduciría en la magnitud antes mencionada. La estimación del impacto que las políticas de demanda expansivas puedan tener sobre la inflación queda fuera de los objetivos de este trabajo. Esto es consecuencia de que el criterio de identificación del desempleo cíclico utilizado no está diseñado para abordar esta cuestión. Sin embargo, cabe señalar que la asociación entre desempleo cíclico y sorpresas de inflación, habitual en otros trabajos en la literatura empírica, es también muy poco informativa de los efectos sobre la inflación de una expansión de la demanda, lo cual puede conducir a conclusiones erróneas sobre el margen de maniobra de la política económica. La relación entre la inflación no anticipada y la presión de la demanda constituye por sí sola el objetivo de un análisis que desborda los límites de esta investigación.

Las variables utilizadas en este trabajo proceden de la base de datos macroeconómicos del MOISEES. A continuación se comentan algunas cuestiones relevantes que afectan a la medición del grado de utilización de la capacidad productiva y a la participación de las rentas salariales.

  —185→  

En cuanto a la CU, se plantean dos tipos de problemas. En primer lugar, dicha serie tiene una ruptura en el primer trimestre de 1987, que se debe al cambio de la antigua encuesta de infrautilización de la capacidad productiva del Ministerio de Industria y Energía por la nueva, que se integró en la encuesta de coyuntura industrial de este Ministerio. Además del cambio de cuestionario, en la antigua encuesta los empresarios respondían a la pregunta sobre la utilización de su capacidad productiva, optando entre varios intervalos predefinidos en el cuestionario. En la nueva encuesta se ofrece una respuesta concreta a esta pregunta, sin utilizar intervalo alguno. La solución que se adoptó a este problema (véase el apéndice de datos de Andrés et al. (1990)) fue modelizar la serie trimestral de la CU para el período comprendido entre el primer trimestre de 1965 y el cuarto de 1986, obteniéndose una predicción para el primer trimestre de 1987. Dicha predicción se tomó como punto de referencia para el enlace con la nueva encuesta de coyuntura industrial, mediante las tasas de variación intertrimestrales resultantes de la misma. Aunque la magnitud del cambio no es demasiado importante (la predicción para el primer trimestre de 1987 fue 79,53 mientras que la estimación derivada de la encuesta fue 77,30), ello permitió considerar un nivel que, a partir de 1987, es ligeramente más elevado que el que refleja la encuesta.

En segundo lugar, se ha procedido a comparar la evolución de la CU en España y el conjunto de la UE. Para ello se han normalizado las distintas medidas de cada país, restándoles su media muestral y dividiendo por su desviación típica. La comparación de la CU española con el promedio de la UE, ambas normalizadas, permite destacar varios resultados. Primero, mientras que en España el máximo se alcanza en 1973 (2.5 veces la desviación típica) en la UE se sitúa en 1989 (1,4 veces). Segundo, la distancia entre los valores correspondientes a ambos años es relativamente grande en el caso español respecto al europeo (1.7 frente a -0,2). Tercero, parece que las fases recesivas se corresponden con descensos más suaves y también más duraderos de la CU en España que en el conjunto de la UE.

En base a estas consideraciones, en este trabajo se propone una modificación del grado de utilización de la capacidad productiva, tratando de corregir la influencia de la tendencia temporal que aparece a partir de 1976 y que se manifiesta en un muy bajo valor de la utilización (en relación al valor máximo de 1973) en el período de expansión 1986-91 (véase Doménech y Taguas (1995)). Para preservar su relación con el   —186→   ciclo, se regresa log CU en una constante, permitiendo un cambio de nivel a partir de 1976, una tendencia temporal para 1976-94 y el componente cíclico del output obtenido mediante el filtro de Hodrick-Prescott, obteniendo la siguiente relación:

log CU	= -0,19 -0,02d76-94 + 0,95(g-g*)
	-0,003d76-94(time - 12) + ∈t

lo que permite definir la utilización de la capacidad corregida como:

log CU* = log CU + 0.003d76-94 (time - 12)

En cuanto a la variable s, que trata de aproximar la participación de las rentas salariales en el output del sector privado, caben las siguientes consideraciones. En primer lugar, se excluye el sector público (en términos de contabilidad nacional) dado que el marco de negociación salarial es bien distinto al del sector privado. Adicionalmente, como el output público se mide en base a los costes incurridos, la productividad del sector público refleja fundamentalmente el coste laboral real por asalariado, distorsionando la variable macroeconómica de interés s. Es por ello que la variable s se ha definido como w - p - q*, siendo w, el coste laboral por asalariado privado, p el deflactor del output a precios de mercado y q* la evolución tendencial de la productividad aparente del sector privado por asalariado. En segundo lugar, la variable así definida no está exenta de problemas. La definición apropiada de s sería la diferencia entre el coste laboral real y la productividad aparente por asalariado (ambas variables en logaritmos). El problema estriba, por consiguiente, en excluir del output privado la parte atribuible a los profesionales y empresarios individuales, cuyas rentas no forman parte de la remuneración de los asalariados. Esta tarea no es fácil. Una posible solución consiste en corregir la participación de las rentas salariales en el output del sector privado por el ratio entre los ocupados y los asalariados de este sector. Sin embargo, la serie resultante introduce una distorsión en s debida a la evolución de la tasa de asalarización de la economía española, ya que la serie de asalariados de la EPA cuenta con varias rupturas que la hacen difícilmente interpretable. De hecho, la propia Contabilidad Nacional proporciona una estimación alternativa de la serie de asalariados. Una solución más prometedora consiste en estimar la parte del excedente neto de explotación de las familias e instituciones   —187→   privadas sin fines de lucro asociada a las rentas de las actividades profesionales y de los empresarios individuales. En Zabalza (1996) y en Doménech y Taguas (1997) se sigue esta vía. La evolución temporal de la serie así construida tiene un perfil similar a la variable s según la definición anteriormente proporcionada, aunque el nivel promedio de la misma es más acorde con la evidencia empírica internacional sobre participación de rentas del trabajo en el output.

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This paper decomposes current unemployment into its cyclical and structural components to study the economic fluctuations in Spain over the last decade. The criterion to identify the cyclical component is the correlation between the unemployment rate and the degree of capacity utilization using different approaches. The results show a sharp increase   —189→   the cyclical component during the last recession whereas the structural unemployment rate remained relatively flat at a twenty per cent level. These findings support a different view of the last recession in relation with the one of the first half of the 80s, when negative supply shocks caused a substantial increase in the structural component of the unemployment rate in Spain.

Universidad Europea de Madrid

El artículo de Andrés, Doménech y Taguas constituye un interesante estudio sobre la naturaleza (cíclica - estructural) del desempleo que viene padeciendo España desde mediados de la década de los setenta. Este estudio viene a reforzar, aunque desde una perspectiva algo diferente, las conclusiones obtenidas en otros trabajos empíricos, adecuadamente referenciados en el artículo, en el sentido de que existe en la economía española una elevadísima proporción de desempleo causado por factores de tipo estructural.

Por otro lado, el análisis realizado por Andrés, Doménech y Taguas les permite concluir que el incremento observado en el desempleo durante la crisis económica acaecida en los años noventa, se debe a un movimiento fundamentalmente cíclico de la economía, lo que diferenciaría significativamente dicha crisis de la padecida en los años ochenta.

Como es bien conocido, la tasa de paro estructural y cíclica constituyen componentes no observables de la tasa general de desempleo. En consecuencia, no se puede disponer de las mismas, la única posibilidad factible es la de aproximarlas sobre la base de todo un conjunto de supuestos. De modo que en la práctica, discutir sobre las «buenas» o «malas» aproximaciones que son las componentes cíclica y estructural de la tasa de paro, es discutir sobre lo mucho o poco de «razonable» que hay en la propuesta metodológica a partir de la que se obtienen dichas componentes.

Andrés, Doménech y Taguas proponen en su estudio identificar el   —190→   componente cíclico de la tasa de desempleo española a partir de su supuesta correlación con el grado de utilización de la capacidad productiva, en vez de hacerlo, como es más habitual en la literatura, a partir de las tasas de aceleración de los precios.

A este respecto hay que decir, que al margen de que el concepto de NAIRU resulte intelectualmente menos atractivo que el de NAIRU, no hay nada que descalifique per se la propuesta que se realiza en el artículo. Ahora bien, a lo largo del trabajo se hacen continuas referencias a unas supuestas ventajas relativas de la metodología empleada en el estudio frente a la alternativa más habitual en la literatura. No obstante, creo conveniente matizar algunas de sus afirmaciones al respecto.

Sin duda, es cierto, como señalan en el artículo Andrés, Doménech y Taguas, que las tasas de aceleración de los precios son un indicador parcial de presión de demanda. Sin embargo, tampoco hay que olvidar que la variable que ellos proponen como alternativa, la utilización de la capacidad productiva, constituye también un indicador imperfecto de presión de la demanda, son muchos los fenómenos que por el lado de la oferta pueden afectar a la evolución de la capacidad de utilización. Efectivamente, los shocks de oferta, los cambios tecnológicos, la mayor o menor conflictividad laboral, los desastres naturales que impiden el adecuado desarrollo de la actividad productiva, la falta de adecuación de la oferta a los gustos de la demanda, y un largo etcétera, son fenómenos que afectan a la utilización de la capacidad productiva sin necesidad de que ocurra nada por el lado de la demanda, y que convierten, por tanto, dicha variable en un indicador parcial de presión de la demanda.

De hecho, sólo desde una óptica en la que se asume que también la oferta puede afectar sustancialmente a la evolución de la utilización de la capacidad, tiene sentido corregir dicha serie tal y como se hace en trabajo (véase el apéndice del artículo). Si no fuese así, no se entiende cómo un hecho tan relevante en la evolución de la serie de utilización de la capacidad, como es la presencia de una tendencia decreciente continua desde el año 1976, se elimina del estudio. De acuerdo con la filosofía de la metodología de identificación empleada, sólo asumiendo que detrás de esta evolución determinista (?) no se encuentran fenómenos de demanda, está justificada su no consideración en el momento ole identificar el componente cíclico del desempleo.

  —191→  

Por otro lado, otra de las ventajas relativas que indican los autores que posee el método de identificación que se emplea en el trabajo, consiste en que la evolución de las tasas de aceleración de los precios presentan una menor persistencia que la utilización de la capacidad productiva, lo cual, permite perfilar mejor la evolución cíclica del desempleo y está, según los autores, en mayor consonancia con las fluctuaciones de demanda y con la duración de los ciclos económicos.

A este respecto, me gustaría comentar dos cosas. La primera es mostrar mi preocupación por el hecho de que detrás de esa mayor persistencia de las desviaciones de la utilización de la capacidad respecto a su media en comparación a lo que ocurre con las tasas de aceleración de los precios, se pueda encontrar en realidad un problema de no estacionariedad de la utilización de la capacidad productiva, lo que ha de ser así, podría condicionar los resultados empíricos obtenidos. De hecho, una muestra del posible carácter no estacionario de la utilización de la capacidad, es la tendencia que los propios autores detectan a partir de 1976, y que tratan de corregir mediante una simple modelización determinista. La segunda cosa a comentar, es que me hubiera gustado que los autores concretaran con precisión su idea de duración temporal de las fluctuaciones cíclicas pues, como tendré ocasión de comentar posteriormente, tengo la impresión de que su idea implica una mayor persistencia de lo que considero razonable (cuatro, cinco años como máximo). En cualquier caso, opino que para ilustrar estas cuestiones no hubiera estado de más presentar un gráfico de la serie de utilización de la capacidad productiva empleada.

Sobre las ventajas de su metodología frente a la alternativa, los autores apuntan, finalmente, que la correlación entre las tasas de aceleración de los precios y la diferencia entre tasa de desempleo y la NAIRU es muy pequeña, lo que determina, que el desempleo cíclico así obtenido, no tenga ningún sentido significativo desde el punto de vista de la política económica.

A este respecto hay que decir que, efectivamente, si no existe una relación muy estrecha entre el desempleo cíclico y las tasas de aceleración de los precios será muy difícil emplear esta última como variable de control del desempleo cíclico. Por ello, el resultado empírico que encuentran los autores es relevante e interesante en sí mismo. Sin embargo, la alternativa que se propone en el artículo tampoco está libre de importantes limitaciones desde la perspectiva práctica de la política económica, y ello por dos motivos fundamentales. Primero, porque la   —192→   variable utilización de la capacidad no constituye en sí mismo una variable de control y, segundo, porque, aunque pudiera controlarse, la metodología que proponen los autores no permiten conocer los costes o beneficios que previsiblemente tenga en términos de inflación, déficit público y/o exterior, una política incentivadora o desincentivadora de la utilización de la capacidad productiva. En definitiva, no me queda nada claro cómo implementar una política económica de demanda sobre la base de la propuesta de los autores, y mucho menos que en su metodología sea sustancialmente superior en este aspecto a la planteada de modo habitual en la literatura.

En cualquier caso, cuando un contempla los resultados que se obtienen en términos de la tasa de paro estructural, la polémica metodológica es del todo irrelevante: tanto la NAIRU como la MURU tienen a largo plazo una evolución muy parecida. De manera que, en mi opinión, lo verdaderamente relevante de cara a la articulación de la política económica es, por un lado, ser conscientes de que desde principios de los años setenta ha aumentado tanto la tasa de paro compatible con un nivel promedio de la utilización (MURU) como la tasa de paro no aceleradora de la inflación (NAIRU) y que aunque desde mediados de los 80 ambas se han estabilizado, su nivel es muy elevado (alrededor de 20 puntos porcentuales). Y por otro, que al margen de poder articular puntualmente política de demanda para controlar el desempleo cíclico, sólo mediante políticas estructurales podrá reducirse sustancialmente la tasa de paro en España.

Llegados a este punto, y como complemento a lo dicho hasta el momento, me gustaría comentar brevemente algunos aspectos puramente empíricos del estudio.

En primer lugar, quisiera manifestar mi preocupación por la excesiva persistencia que presenta, en términos de lo que uno piensa que es el ciclo del producto (unos cinco años), la evolución del desempleo cíclico ligado a la MURU.

Por definición, el desempleo cíclico debería ser estacionario (I(0)), sin embargo, si nos fijamos en el Gráfico 2 se observa muy poca afinidad al valor de la MURU por parte de dicha variable, sobre todo en la primera parte de la muestra: 9 años por encima de la MURU, 9 por debajo, 4 por encima, 3 por debajo. A este hecho me estaba refiriendo anteriormente cuando comenté que me parecía que la visión del ciclo económico que   —193→   tienen los autores se caracteriza por un exceso de persistencia en cuanto a la duración de las diferentes fases del ciclo económico.

El origen de esta persistencia en el desempleo cíclico está, bien en que la utilización de la capacidad no es I(0) ni siquiera tras eliminar la tendencia que presenta desde 1976, de ahí la preocupación manifestada anteriormente a este respecto, bien en que no lo sea la perturbación de la regresión que se emplea como soporte para construir la MURU. Muy posiblemente los autores hayan prestado atención a todos estos aspectos empíricos, pero me hubiera gustado que, dada la importancia que tienen para las conclusiones que se extraen del estudio, tuvieran un reflejo más pormenorizado en el artículo. Por ejemplo, aportar como evidencia sobre las propiedades de la perturbación, nada más que el contraste de Durbin y Watson que, por otro lado, no tiene demasiado sentido en un contexto de regresores estocásticos como el considerado, me parece claramente insuficiente.

Por otro lado, y dado el interés empírico que posee, me gustaría hacer hincapié en que la descomposición de la tasa de desempleo que se realiza sobre la base de un modelo más estructural, no es muy diferente de la que se obtiene, en la primera parte del trabajo, a partir de un simple modelo de tendencias. De hecho, a una de las preguntas centrales que tratan de contestar los autores: ¿tiene el comportamiento observado en la tasa de paro durante los últimos años un origen cíclico o estructural?, la respuesta que se podría dar con ambas modelizaciones sería básicamente la misma (véase los Gráficos 2 y 6). Pero también las respuestas serían muy semejantes a otras muchas preguntas den qué medida el problema del paro es en España estructural?, o ¿en qué momento hay cambio en la fase del ciclo?, etc.

¿Es este hecho fruto de una casualidad?, obviamente no. Si uno observa con cierto detenimiento los resultados, comprueba que la histéresis es el factor explicativo más relevante de la evolución de la tasa de paro, basta con fijarse en el Gráfico 7, en el que se aprecia que la MURU de corto plazo es prácticamente igual a la tasa de paro desfasada, para darse cuenta de que en la explicación de la tasa de paro domina claramente el fenómeno de histéresis sobre el resto de componentes. Por ello, no es extraño que cualquier modelización alternativa que se efectúe de ese fenómeno de histéresis (por ejemplo, mediante tendencias deterministas como se hace en el artículo), lleve a obtener básicamente las mismas conclusiones.

En cualquier caso, este resultado lejos de suponer cualquier limitación,   —194→   es una muestra más del enorme interés empírico que poseen modelos econométricos sencillos, denostados habitualmente, y a los que, con cierta frecuencia, se les califica peyorativamente como «de primitivos» por carecer, se dice, de suficientes soportes de teoría económica.

Para finalizar los comentarios quisiera reiterar mi convencimiento de que el artículo de Andrés, Doménech y Taguas constituye un interesante estudio que refuerza, por un lado, las conclusiones obtenidas en otros trabajos empíricos, en el sentido de que existe en la economía española una elevadísima proporción de desempleo causado por factores de tipo estructural. Y por otro, contribuye a reflexionar sobre la posibilidad de articular políticas de demanda para amortiguar la evolución del paro cíclico.

Universidad Pompeu Fabra

Es difícil pensar en algún objeto de estudio que merezca más nuestra atención que el desempleo en España. Esto es así porque, por un lado, su complejidad lo hace atractivo (es particularmente difícil de explicar una tasa de desempleo de la persistencia y magnitud de la española en el contexto de una economía que, por lo demás, no muestra síntomas de encontrarse en un estado agónico) y por otro lado, y siendo mucho más pragmáticos, el problema ha llegado a ser de tal magnitud que, si bien pensar en encontrar alguna fácil solución entra en el campo de lo utópico, al menos su comprensión se ha convertido en necesidad imperiosa. Sin embargo, y a pesar de recientes avances substanciales, poco sabemos. Así Blanchard y Jimeno (1995) nos demuestran que somos incapaces de explicar, usando modelos convencionales, la disparidad del comportamiento del desempleo entre España y Portugal. Parece que éste es uno de esos problemas en los que el escepticismo es una función creciente del conocimiento.

En este desolador contexto es de agradecer la contribución de Javier Andrés, Rafael Doménech y David Taguas. Los autores no se plantean   —195→   explicar los motivos subyacentes al alto y persistente desempleo español. Su objetivo es mucho más limitado, con lo que se alejan de disquisiciones que normalmente no conducen a ningún sitio, y son capaces de concentrarse en cuestiones de índole fundamentalmente empírico.

Su objetivo último es la determinación del componente cíclico del desempleo. Mientras exista una componente substancial del desempleo que provenga de la evolución «natural» del ciclo económico y no sea debida a características estructurales de la economía española, es plausible pensar en soluciones relativamente fáciles para esa parte del problema, y por tanto localizar políticas óptimas. En particular si el desempleo cíclico es ocasionado por «shocks» en la demanda, y por lo tanto asumiendo que los ciclos económicos pueden ser explicados (o aproximados) dentro de la ortodoxia keynesiana, políticas de expansión de la demanda agregada (y dadas las circunstancias uno tiende a pensar exclusivamente en políticas monetarias tendentes a reducir los tipos de interés y quizás depreciar la peseta, ¡adiós euro!) podrían reducir una parte substancial del problema.

Si por el contrario el componente cíclico del desempleo fuese despreciable, poco o nada más podría hacerse. Es cierto que aún pueden implementarse algunas medidas liberalizadoras del mercado de trabajo, pero no es probable que su efecto sobre el desempleo fuese apreciable. Al fin y al cabo en los últimos años el mercado se ha liberalizado substancialmente y los efectos de esta liberalización son, cuando menos, oscuros⁹⁷. Probablemente nos tendríamos que contentar con efectuar políticas encaminadas a reconvertir la fuerza laboral a través de programas de «training», etc. En todo caso la situación sería, sin duda, más preocupante.

El resultado fundamental de los autores puede verse diáfanamente expresado en el gráfico 4.1. En él puede observarse cómo la variable MURU a largo plazo (que de momento llamaremos sólo desempleo estructural) aproxima muy de cerca al desempleo aproximadamente hasta mediados de los ochenta. A partir de allí se desvía del sendero recorrido por el desempleo observado. Mientras éste oscila substancialmente   —196→   el desempleo estructural parece estabilizado salvo por un pequeño despunte al final de la muestra. La implicación inmediata es que el desempleo cíclico (algo que está muy relacionado con la diferencia entre estas dos variables, aunque no sea exactamente igual a ella) no desempeñó un papel excesivamente importante en el dramático incremento del desempleo producido durante los setenta, pero que sin embargo es el principal factor explicativo de los movimientos del desempleo durante el «boom» de la segunda mitad de los ochenta y la recesión de los noventa.

Esto conlleva un principio de explicación de la evolución del desempleo en nuestro país que es intelectualmente atractivo, y en absoluto carente de sentido común:

• Los días aciagos de la historia del desempleo en España son los que corresponden a los años setenta y principios de los ochenta. En este período, y por razones que se escapan al objeto de estudio de este artículo, y a la comprensión de la profesión en general, el desempleo estructural se disparó desde unos valores inferiores al tres por ciento hasta ser cercano al veinte por ciento de la población activa.

• Por algún otro motivo a partir de entonces el desempleo estructural quedó establecido con pocas oscilaciones en un valor cercano, pero inferior, al veinte por ciento. Los motivos por los que esto sucedió son aún más foráneos al artículo que los del súbito crecimiento de los setenta, y por supuesto mucho más difíciles de explicar.

• A partir de entonces los movimientos del desempleo se deben básicamente a movimientos del desempleo cíclico. Nos encontramos con ciclos de negocios a la antigua usanza, ciclos que por su naturaleza misma son pasajeros, el desempleo así generado no tiene la nefasta persistencia del desempleo estructural, y ante los cuales podemos ofrecer políticas que amortigüen sus efectos.

En resumen, lo verdaderamente anormal sucedió durante la década de los setenta y principios de los ochenta. Coincidiendo con un período de gran turbulencia política y de necesaria reestructuración económica se produjo un gran aumento del desempleo estructural, que los autores asocian con aquél que es consistente con una utilización media de la capacidad productiva.

Desde entonces nada ha cambiado, podríamos decir que el mundo ha vuelto a su normalidad. El índice de desempleo oscila con el ciclo de negocios; ciclo que bien podemos considerar «natural» (no queriendo decir con esto que no sea posible actuar de forma efectiva, sino que es   —197→   inevitable la aparición cíclica de circunstancias que tenderán al empeoramiento o mejora, dependiendo del caso, del índice de desempleo).

Desde esta perspectiva es posible racionalizar la experiencia española como el resultado de vivir en un mundo con equilibrios múltiples (y susceptibles de ser ordenados en el sentido de Pareto), sobrepuesto al cual subsiste un, probablemente inevitable, ciclo de negocios.

La capacidad productiva no puede ser usada en su totalidad. Procesos naturales de búsqueda, cierres y aperturas de negocios, etc., deben derivar en infrautilización de la capacidad productiva incluso en circunstancias particularmente favorables para el mundo empresarial. Esta infrautilización debe estar asociada con un nivel de desempleo, al fin y al cabo cuando alguna máquina no está siendo utilizada, no está siendo utilizada por alguien.

Es posible pensar en modelos de «search» á la Diamond donde la existencia de rendimientos crecientes y complementariedades estratégicas en los procesos de búsqueda por parte de trabajadores y empresas provoque equilibrios múltiples, de tal manera que si todos los desempleados son muy activos buscando trabajo, la respuesta óptima de cualquiera de ellos es poner gran esfuerzo en la búsqueda, pero si la mayoría no está efectuando un gran esfuerzo de búsqueda, la respuesta óptima es no esforzarse demasiado en el proceso de búsqueda.

En general cualquier modelización que acoja o implique, de una manera u otra pero al mismo tiempo, rendimientos crecientes a escala en el agregado y complementariedades estratégicas, es susceptible de crear tal multiplicidad de equilibrios (el segundo volumen de Mankiw y Rower (1991) recoge un buen número de modelos con estas características). A mí me parecen relevantes las ideas que a este respecto profesa Assar Lindbeck (Lindbeck (1994), Lindbeck (1995) y Lindbeck y Weibull (1996)) referentes a las posibles relaciones entre el nivel de desempleo y las normas de comportamiento social.

Parece razonable asumir que, ceteris paribus (con precios, salarios y prestaciones de desempleo fijos), el coste, desutilidad, de estar desempleado puede decrecer con el nivel de desempleo agregado. En una sociedad donde el número de parados es escaso los desempleados pueden verse sometidos a una presión social para encontrar trabajo muy superior a la que se verían sometidos en caso de encontrarse en una situación donde el número de desempleados es muy elevado (y donde, por tanto, es posible mantener la mayoría de las interrelaciones con otras personas que también se encuentran paradas o que bien pueden   —198→   sentir simpatía por los parados, debido a proximidad o al conocimiento de que la posibilidad de convertirse en parado es substancial).

En estas circunstancias si una sociedad sufre por motivos exógenos un incremento substancial en el nivel de desempleo, podría suceder que el estigma social que los desempleados sufren decreciera proporcionalmente, y por lo tanto el esfuerzo de búsqueda de trabajo de estos desempleados disminuyese. Consecuentemente es posible que la economía se estabilizase con un nivel de desempleo muy superior al original aún si el shock que originó el primer incremento de desempleo fuese temporal (no permanente).

Esta historia es más creíble si el incremento en el nivel de desempleo se ve acompañado de importantes cambios sociales y de la introducción de una red de protección a los desempleados, tal y como sucedió en España. Además es perfectamente compatible con la existencia de un ciclo de negocios que provocaría cambios en el nivel de desempleo que no son lo suficientemente grandes como para producir hysteresis (no cambian las normas de comportamiento).

Por supuesto, esta historia no es la única que podría explicar los resultados de los autores, pero sin duda el artículo parece indicar algo parecido a equilibrios múltiples.

Desde un punto de vista práctico lo que el artículo nos dice acerca de la situación y evolución del desempleo en España depende en gran manera de la personalidad del lector.

Un optimista tiene sin duda motivos para ver la botella medio llena. Al fin y al cabo los autores establecen que el desempleo generado por la última recesión, que tan súbita y duramente afectó a la economía, es básicamente cíclico en carácter y como tal:

1. Tenderá a volver a su estado de equilibrio a largo plazo (el desempleo «estructural»), que se estima es alrededor de 4,5 puntos más bajo que el desempleo medido.

2. Tanto en cuanto aceptemos la hipótesis de que se trata de un efecto a corto plazo producido por una disminución de la demanda agregada es susceptible de ser disminuido usando políticas tradicionales de potenciación de la demanda.

Por otro lado un pesimista tiene sobradas razones para ver la botella medio vacía. Al fin y al cabo el desempleo estructural estimado se sitúa a una aberrante tasa de prácticamente el 20% de la población activa, y es ligeramente creciente. Durante el boom de los ochenta esta tasa apenas se movió, por lo tanto no tenemos demasiados motivos para   —199→   esperar que en el presente período de expansión (mucho más moderado que el anterior) el desempleo estructural disminuya de forma significativa.

La descomposición que los autores hacen del desempleo se basa en considerar desempleo estructural aquél que es compatible con la utilización media de la capacidad utilizada durante el período muestral. Se asume que el desempleo cíclico es consecuencia de shocks de demanda, y es una función de las desviaciones a corto plazo de la capacidad utilizada con respecto a su media muestral.

Hasta aquí no hay ningún problema, parece razonable asumir la existencia de una relación estructural entre el desempleo cíclico y los movimientos de la capacidad productiva. Así, por ejemplo, si la tecnología presentase grandes complementariedades entre trabajo y capital habría una alta correlación entre movimientos en la capacidad utilizada y movimientos en el trabajo empleado (y por consiguiente una correlación negativa con el desempleo), pero esta relación es, a todas luces, estructural.

Me parece que es del todo menos obvio que las perturbaciones en el grado de utilización de la capacidad productiva sean ortogonales a las perturbaciones que afectan el desempleo cíclico. Los solares vacíos en el centro de nuestras ciudades no responden a un súbito descenso en la demanda de viviendas sino, más plausiblemente, a expectativas por parte de los propietarios de que el valor real de estos solares aumentará en el futuro. Si hay algún tipo de irreversibilidad en el coste del capital y los salarios son lo suficientemente altos, los empresarios pueden racionalmente mantener la capacidad infrautilizada a la espera de una disminución de los salarios reales, sin necesidad de que se produzcan movimientos en la demanda.

No quiere esto decir que shocks de demanda no afecten a la utilización del capital instalado, ni mucho menos. Lo único que dice es que el nivel de utilización de la capacidad productiva es, o debería ser asumido mientras no se demuestre lo contrario, una variable endógena. Puede ser perfectamente verdad que sea una variable explicativa en la ecuación estructural determinante del desempleo cíclico, pero en todo caso está influida e influye en la determinación de salarios y precios y está asimismo influida por el nivel de desempleo (posiblemente tanto   —200→   por el cíclico como por el estructural), al menos porque éste tiene que afectar al comportamiento de precios y salarios y a las expectativas sobre las futuras posibilidades de beneficio.

Sin embargo, la forma de actuar en el artículo es asumir una relación de forma reducida entre desviaciones en la utilización de la capacidad productiva y el componente cíclico del desempleo. De hecho en el artículo estas desviaciones se introducen como instrumentos de shocks de demanda, sin que se aporten datos de ningún tipo que nos puedan garantizar que de hecho sus movimientos son consecuencia de shocks exógenos.

Personalmente soy particularmente receptivo a la idea de utilizar alternativas a la curva de Phillips y la NAIRU a la hora de descomponer el nivel de desempleo entre sus componentes estructural y cíclica; pero creo que debe hacerse con cuidado, pues el riesgo de caer en especificaciones erróneas es alto.

Por un lado no es evidente que esa descomposición sea única (cualquier variable no estacionaria tiene infinitas descomposiciones), pero es que aunque existan descomposiciones con sentido económico, su obtención es un asunto delicado.

Cuando se usa la curva de Phillips para determinar shocks en la demanda se hace con la curva aumentada por las expectaciones. Esto es así porque no se quiere introducir ruido no ortogonal al de las perturbaciones de la variable estructural a explicar. Si en la curva de Phillips estimada el movimiento cíclico del desempleo (Ut - NAIRUt) no dependiese de las sorpresas en el aumento de la inflación, sino sólo el nivel de inflación, pocas dudas cabrían de que estaríamos corriendo graves riesgos de tener una especificación errónea debido a un problema de endogeneidad. Si algo hemos aprendido de la revolución de las expectativas racionales es que sólo la inflación inesperada tiene efectos reales. Todo esto es, en mi opinión, igualmente aplicable a la especificación que prefieren los autores.

Es más que plausible pensar que no toda la oscilación de la capacidad utilizada con respecto a su media muestral es exógena y debida a shocks impredecibles de la demanda. De hecho en el Gráfico 2.1 parece observarse que esta variable presenta un alto grado de persistencia, lo que indica una cierta predictibilidad.

En resumen, de la misma manera que los precios (la inflación) son considerados como una variable endógena, y es necesario acudir a instrumentos si quieren ser introducidos en la estimación de una forma   —201→   reducida, lo mismo puede decirse de las oscilaciones de la capacidad utilizada con respecto a su media.

Es posible (aunque no sea un evento al cual yo asigne alta probabilidad) que de hecho los movimientos de la capacidad utilizada sean debidos exclusivamente a movimientos exógenos e impredecibles. En tal caso la objeción previamente expresada no sería correcta, la estimación sería insesgada, pero creo que debería aportarse evidencia al respecto, pues se trata de una hipótesis crucial para el desarrollo del modelo econométrico utilizado, y, desde mi punto de vista, en absoluto intuitiva. La ausencia de esa evidencia de exogeneidad y la no inclusión de variables instrumentales alternativas⁹⁸ lanza una sombra de duda sobre los resultados del artículo, por muy atractivos que estos sean.

Como he declarado anteriormente siento una sensación ambivalente hacia este artículo.

Por un lado me siento atraído e interesado por sus resultados debido a dos razones. En primer lugar coinciden de manera clara con mis ideas «a priori» acerca de la evolución y composición del desempleo: tal y como he argumentado, el inusitado aumento del desempleo estructural durante los ochenta puede interpretarse como el resultado del «salto», de un equilibrio a otro en un modelo de equilibrio múltiple. En segundo lugar están en la línea de los de otros trabajos recientes que, sin embargo, abordan el problema desde un punto de vista radicalmente diferente.

Así por ejemplo Marimón y Zilibotti (1994) muestran que el diferencial entre el desempleo español y el del resto de Europa puede explicarse por las condiciones iniciales de la Economía española (esto es, en 1973). El hecho de que en 1973 una proporción extraordinariamente alta de la población activa estuviese empleada en sectores que, ex post, han tenido una evolución claramente adversa en toda Europa (como la agricultura) es capaz de explicar el diferencial de desempleo entre España y el conjunto de la UE. La persistencia del desempleo se debe, presumiblemente, al hecho de que los trabajadores que perdieron su ocupación en sectores en retroceso se han quedado estancados en esos sectores, no   —202→   han buscado (o encontrado) oportunidades en sectores expansivos, y esto es así para toda Europa. El hecho de que en España tengamos muchos más desempleados se debe a que en 197/3 teníamos muchos más trabajadores en sectores recesivos. Si después de las grandes crisis de los setenta nos encontramos con movimientos cíclicos «normales», estos no deberían afectar substancialmente al desempleo estructural, que es en gran medida un producto residual de las grandes reestructuraciones ocurridas en los setenta.

De todas maneras me parece que la modelización adoptada por los autores es susceptible de ser criticada, ya que al aceptar una relación de forma reducida entre el desempleo cíclico y las desviaciones de la capacidad utilizada con respecto a su media que es perfectamente plausible los resultados queden sesgados debido a un problema de endogeneidad.

Olivier Blanchard, J. F. Jimeno et al. (1995). Spanish Unemployment: Is there a solution? CEPR. London.

Olivier Blanchard, J. F. Jimeno (1995). Structural unemployment: Spain versus Portugal. AER Papers and Proceedings.

Assar Lindbeck (1994). Overshooting, Reform and Retreat of the Welfare State. The Economist 142.

Assar Lindbeck (1995). The End of the Middle Way? The large Welfare States of Europe. AER papers and proceedings.

Ramón Marimón y Fabrizio Zilibotti (1994). Actual vs. Virtual Unemployment in Europe: Why is there less Employment in Spain? UPF Working Paper.

Antonio Zabalza pregunta cuál es el valor normativo del concepto de tasa de paro compatible con una utilización promedio de la capacidad instalada (MURU). En su opinión, al contrario que el concepto de tasa de paro no aceleradora de la inflación (NAIRU), el concepto de MURU no tiene una interpretación útil desde el punto de vista de la política económica. Por otra parte, señala que el modelizar la participación de los salarios en la renta nacional como una variable estacionaria en primeras diferencias es incompatible con una situación de equilibrio. José García-Solanes opina que la tasa de paro y el grado de utilización   —203→   de la capacidad productiva son candidatos alternativos para aparecer en la curva de Phillips y se pregunta por la relación teórica entre ambas. Por otra parte, plantea algunas dudas sobre la fiabilidad de los datos sobre el grado de utilización de la capacidad productiva. Juan José Dolado apunta que el modelo de la MURU presentado en el artículo es isomórfico al modelo de la NAIRU en competencia imperfecta propuesto por Layard y Nickell y por Blanchard y Kiyotaki. Igualmente, señala que la falta de estacionariedad de la participación de los salarios en la renta nacional puede deberse a que en su construcción no se ha corregido por la evolución del empleo autónomo. Hugo Hopenhayn pregunta por la construcción de los índices de la utilización de la capacidad productiva y sugiere que, dado que la relación más estable entre tasa de paro y el grado de utilización de la capacidad productiva se observa en Estados Unidos y en España tras la introducción de los contratos laborales, es posible que exista una relación entre el grado de rotación de la fuerza laboral y el grado de utilización de la capacidad productiva. En cualquier caso, echa de menos el planteamiento de un modelo teórico que fundamente la relación entre desviaciones de la utilización de la capacidad productiva de su valor promedio y desviaciones de la tasa de paro natural. Finalmente, plantea dudas sobre la utilidad de realizar la descomposición cíclica de la tasa de paro a partir del concepto de MURU.

Javier Andrés responde que es cierto que el grado de utilización de la capacidad productiva debería tratarse como una variable estacionaria y endógena y que, por tanto, en un modelo de equilibrio general sería incorrecto estimar sus efectos a través de ecuaciones en forma reducida. Sin embargo, afirma que su utilización como variable exógena en la identificación de ecuaciones de precios y salarios, como se hace en el artículo, presenta algunas ventajas respecto a la NAIRU. En primer lugar, sostiene que la relación entre la tasa de paro y el grado de utilización de la capacidad productiva -la curva de Okun- es más estable que la curva de Phillips. En segundo lugar, las estimaciones usuales de la NAIRU, que utilizan las «sorpresas de precios» -la primera diferencia de la tasa de inflación- para identificar el componente cíclico de la tasa de paro, son teóricamente correctas pero producen un comportamiento cíclico que tiene poco que ver con la intuición. En definitiva, según Javier Andrés, el problema está en que sabemos poco sobre la transmisión de presiones de demanda a la tasa de inflación.

David Taguas añade que los tests de exogeneidad que reclaman los comentaristas no son necesarios puesto que la estimación se realiza por   —204→   mínimos cuadrados trietápicos. Igualmente, reconoce que la serie estadística sobre la utilización de la capacidad productiva tiene una ruptura metodológica en el primer trimestre de 1987, pero que ha sido tratada de forma que la serie modificada es estacionaria. Explica cómo distintas correcciones de la serie de participación de los salarios en la renta nacional (por evolución del empleo autónomo, por la incidencia de asalariados en el sector público, por rentas del trabajo no asalariado deducibles del excedente de explotación de las familias) dan lugar a perfiles similares de tal serie.

Finalmente, Rafael Doménech reconoce que es cierto que la falta de estacionariedad de la participación de los salarios en la renta nacional es incompatible con un equilibrio de largo plazo, pero afirma que el período muestral analizado en el artículo es un período corto en el que es posible que se produzcan comportamientos anómalos de tal variable, de la misma manera que en dicho período se observa un comportamiento no estacionario de la tasa de paro.