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ESTADISTICAESPAÑOLA
núm.103,1984,págs.ól a77
Una aplicación de la ecuación de Brechling
al estudio de las series de desempleo
regional en España
por MARIA ISABEL TOLEDO MUÑOZ
y AGUSTIN CAÑADA MARTINEZ
Facultad de ciencias EconÓmicas
Universidad Autónoma de Madrid
RESUMEN
En este trabajo se analiza el desempleo en España y su distribución entre
las actuales comunidades autónomas. El pr^pósito es obtener a la vez que
una estructur•a de los rasgos diferenciales a nivel espacial del problema del
desempleo, una caracterización de la distinta incidencia de la crisis econámica. Para ello se utiliza un modelo del tipo de Brechling, pero incorporando
como rasgo distintivo esencial una variable representativa del GAP nacional,
en lugar de la más usual del desempleo. Las conclusiones del estudio realizado sobre una base de datos que va del primer trimestre de 1976 al cuarto de
1980, apuntan a la existencia de rasgos diferenciales entre las distintas regiones, que deben ser consideradas de cara a las posibles medidas de política
económica.
Palahra.s clave: Ciclos regionales, cornponentes del desempleo, PIB potencial,
ESTAD[STiCA E^SPAÑULA
1.
LOS COMPCJNENTES DEL PARO Y SU ANALISIS A NIVEL REGIONAI_
AI analizar la cada vez más acuciante problemática del paro es preciso tomar en
consideración los distintos componentes del mismo. Normalmente la literatura económica
ha distinguido tres tipos fundamentates de paro: E1 paro estructural debido a deficiencias
de funcionamiento del sistema productivo; el paro friccional, que es el componente que se
considera normal o inevitable, y que se debe a las tasas de rotación en el mercado de
trabajo, y el paro cíclico, que depende de las fluctuaciones cíclicas de la economía.
El estudio de estos tipos de paro aplicado a 1as regiones que componen un determinado
sistema económico, se ha utilizado a su vez dentro de la econamía regional con una
orientación muy concreta: la determinación de la importancia de los «ciclos regionales»,
esta es, la caracterización de regiones como entes con una mayor o menor autonomía
respecto a las fluctuaciones de la economía nacional,
Paralelamente una finalidad complementaria al analizar los componentes del paro regional es la del examen de algunos rasgos definitorios del funcionamiento del mercado de
trabajo en las distíntas áreas.
Se trata, en base a dicho planteamiento, de intentar identificar mediante procedimientos estadísticos y econométricas los diferentes componentes del paro en una región. ^l
método más usual consiste en la estimación de una ecuación del tipo siguiente ;.
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donde: Ujtes la tasa de paro de la región j en el momento t; Ajt es el componente del paro
regional que podemos denominar «cíclico-nacional»; S^t es el componente «estructuralfriccional» del paro regional; R^r es el componente «cíclico regional».
Es decir, que las tres categorías de paro mencionadas (estructural, friccional y cíclico)
se reagrupan en estos estudios a nivel regianal en otras tres clases: A j^ , que sería el paro
regional debido a las variaciones del ciclo nacional; Sjr, que agrupa a las componentes
estructural y friccional y Rjt que sería la parte del paro regional que viene explicada por las
variaciones de la coyuntura regional, esto es, del cíclo regional.
Este es el planteamiento original de los trabajos pioneros de esta línea, en especial el
de Brechling (^96?}; desde su aparición se han realizado distintas aplicaciones y específicaciones del mismo, pero siempre respetando i a distribución en los tres componentes
basicos 2.
' Véase Brechling (1967).
2 Con una excepcián: Gleave y Palmer (1980), distinguen, dentro del «Paro estructural», un
componente estricta y específicamente espaciaE, considerando entonces cuatro tipos de paro ( cíclico,
friccional, estructural-espacial y estructural-funcional).
UNA APLIC'At'1oN DE C.A ECUACION DE BRE^ HL[NCG
63
EI problema que se plantea reside entonces en encontrar algunas variables que puedan
utilizarse para representar tales componentes. En este sentido, la casi totalidad de los
trabajos realizados durante los últimos años y que siguen muy de cerca los planteamientos
del trabajo de Brechling (1967), utilizan la siguiente especificación:
Componente «cíclico nacional»
Dos son las variables más utilizadas para la representación del ciclo nacional: la tasa de
desempleo nacional ^, y una estimación del GAP del producto nacional 4. Si bien la primera ha sido mucho más utilizada que la segunda en este tipo de trabajos, como han puesto
de manifiesto Hyclack y Linch (1980), «tal utilización es inapropiada, ya que las tasas de
desempleo nacionales responden tarnbién a elementos «estructurales-friccionales», además
de los cíclicos propiamente dichos». De otro lado, es evidente, sin embargo, que ta
utilización de una variable estimativa del GAP plantea serios problemas empíricos e incluso teóricos que son los que sin duda han llevado a la masiva utilización de la tasa de
desempleo. A pesar de los problemas mencionados, hemos optado por la variable de
GAP, a cuya estimación se dedica un anexo en este trabajo.
b)
Componente «estructural-friccional»
La aproximación común a estos trabajos es utilizar una variable de tendencia con
distintas especificaciones.
c)
Componente «cíclico regional»
La estimación de este componente del paro regional no se realiza por medio de ningu-
na variable específica, sino que se desprende de las características de la estimación: los
residuos de la ecuación nos ayudan a caracterizar este componente. En este sentido, la
verificación de existencia de autocorrelación, a través del test de Durbin-Watson, sirve
como indicativo de la existencia de un componente diferencial específico de la región.
' Uti.izada, dentro de los trabajos consultados en Brechling (19fi7), Van Duijin (1975), King y
Clarck (1978), Lázaro y Panizo (1979).
4 Utilizada en Hyclack y Linch (I9$0).
E^STADISTIC A E^..SPAÑOLA
2.
LSTRLICTLIIiA ANALI'I'ICA DEL MODELC^
La ecuacihn utilizada para el cálculc^ de los distintas componentes del paro regionat, en
nuestro catiu, sigue el señalado tralaajo de Hyclak y Lynch (1980), y responde a la
t+c^rma siguiente:
U^r - a+ b T+ cT2 + d GAPr + e GAPr-^ + A^r
donde: U^r es la tasa de paro de la región «i» en el mornento t; GAP es el «GAP» del
producto de pleno empleo de la economía española, definido como PIB potencial menos
PIB real; R es el residuo; T y T2 son términos que indican la tendencia.
Las términos de tendencia expresan, según lo anteriormente señalado, el componente
estructural-friccional del paro regional. La magnitud de los coeficientes de T y T^ es
indicativa de la magnitud de este componente de1 paro. El GAP del producto nacional
sirve para representar el ciclo nacional, y los coeficientes indicarán el grado en que la
región se ve afectada por las fluctuaciones del ciclo nacional.
E1 GAP retardado nos sirve para poder captar los retardos que pudieran existir en la
influencia del ciclo nacional sobre una región. Hemos introducido este t^rmino, a pesar de
que según lo expuesto eñ el trabajo de Lázaro y Panizo (1979), aparentemente carecen de
relevancia las influencias «retardadas» de este tipo.
Por último, los residuos nos ayudarán a identificar el componente cíclico regional del
paro .
3.
LA DISTRIBUCiON REGIONAL DEL PARO
Previamente a la aplicación del modelo propuesto, vamos a comentar de forma esquemática la distribución del paro en las regianes españoias para el período de estudio elegido. Los datos para el período que va del primer trimestre de 1976 al cuarto trimesire de
1980 se recogen en el cuadro l.
Seis regiones se sitúan por encima de la media de España en cuanto a tasa de paro en
el último puntc, de la serie: tres, pertenecientes al grupo de las menos desarrolladas
-Andalucía, con un espectacular 18,35 por 100 que le sitúa en cabeza dei triste ranking;
Extremadura, con 15,24 por 100 y Canarias, con un 14 por 104-, y tres al grupo de las
económicamente más desarrolladas -El País Vasco, con un 14,17 por 100; Madrid, con un
14,07 por 100 y Cataluña, con 13,75 por 100--. (Aun cuando la inclusión del País Vasco
entre las «rnás desarrolladas» puede no ajustarse a la verdadera situación actual, punto
sobre el que después volveremos, )
t1NA APL.I('A^'10^N DE LA ECl1AC1©N DF BRf^C`T^^L.INt;
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65
E.STAD[sTICA E^SPAÑC?[_A^
En definitiva, y para el períc^do mencionado, sólo seis regic^nes españolas tenían tasas
inferiores al 10 p^or 1(X), grupo que aumenta hasta 10 si tomamos la media nacional cc^mo
hdremo (12,60 por 100).
Tal situación contrasta con las muy moderadas cifras de partida, puesto que para el
primer trimestre de 1976 sólo una región (Andalucia) tenía una tasa superior al 10 por 100;
por otro lado, sólo seis regiones tenian tasas superiores al 4,5 por 100, cifra correspandiente a España.
Resulta por otra parte de interés, examinar las pautas de crecimiento seguidas por las
distintas regiones, y que están recogidas en el cuadra II.
CUADRO II
Tasa de crecimiento medio anual acumulativo de la tasa de paro (°/G }
(1976- t 98U )
Andalucía ...........................................................
Aragón ..............................................................
Asturias .............................................................
Baleares .............................................................
Canarias .............................................................
Cantabria ............................................................
Castilla-León ........................................................
Castilla-La Mancha ...................................................
Caialuña ............................................................
Exiremadura .........................................................
Galicia ..............................................................
La Rioja ............................................................
Madrid ..............................................................
M urcia ..............................................................
Navarra .............................................................
Comunidad Valenciana . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
País Vasco ...........................................................
2,89
7,79
5,30
6,03
2,35
4,55
6,24
5,39
7,56
5,58
8,35
6,07
4,79
3,72
d,fil
b,ót}
8,92
ESPAÑA ......................................................
5.23
De las cifras anejas se desprende que existe una cierta correlación entre «situación al
principio del períod©» y«tasa de crecimiento». Es decir, aquellas regiones con tasas de
paro más elevadas en la primera abservación de la serie, son las que han experimentado
menores tasas de crecimiento, y viceversa.
En definitiva, esto no indi+ca sino que la problematica del paro se va generalizando a las
distintas regiones, que van poco a poco superanda las cotas que marcaban las más deprimidas económicamente.
67
UNA APl_I('ACI(^N DE LA EC:UACION DE BRECHLIN(;
Una sencilla constatación estadística de este proceso de generalización la obtenemos a
través del coeficiente de variación para los dos puntos extremos de la serie:
l.f` Trimestre
1976
d." Trimestre
19RU
Desviación típica . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Media ................................................
2,34
4,27
3,30
11,3H
Coeficiente de variación . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
0,55
0,29
Como vemos, la dispersión relativa de los valores entre los dos períodos ha disminuido,
reduciéndose casi un 50 por 100.
Volviendo al análisis de las cifras del cuadro 2, en términos de tasas de crecirniento
destaca el caso del País Vasco, con un 8,92 por 1(^ de tasa media acumulativa trimestral;
la crisis de esta región a la que han coadyuvado de manera progresiva factores económicos
y políticos, tiene una adecuada manifestación en el espectacular crecimiento del paro.
También pueden señalarse los casos de Aragón, Cataluña y Galicia, con tasas por encima
del 7 por 100, como ejemplo de regiones en las que el problema del paro, poco relevante a
mediados de los años setenta, ha alcanzado niveles preocupantes en el corto período de
cuatro años.
4.
RESULTADOS EMPIRICOS
El cuadro adj unto recoge los resultados de las estimaciones de la ecuación planteada
para cada una de las 17 regiones. Los coeficientes han sido estimados por mínirnos
cuadrados ordinarios sobre la base de 20 observaciones trimestrales que van del primer
trimestre de 1976 al cuarto de 19$0. Los datos de desempleo corresponden a la serie
desestacionalizada de observaciones del cuadro 1 y los del GAP se han obtenido mediante el procedimiento que figura en el anexo.
La elección del período de observación viene dada por las disponibilidades estadísticas, ya que sólo se poseen series de desempleo regionales a partir del primer trimestre de
1976. Sin embargo, tal elección tiene dos aspectos discutibles:
- Los cambios de tendencia del ciclo de la economía española se producen con
intensidad en el bienio 1974-1975, que supolle el fin del crecimiento expansivo y dinámico, y la inauguración de la actual y}^a larga crisis económica. A1 tomar datos desde 197b
no puede captarse este cambio de la tendencia y su relevancia a nivel regional.
-- La «Encuesta de Población Activa» del INE ha tenido, en el período de cuatro
años analizado, dos modificaciones que afectan significativamente a los valores en ella
E::.STALJ^ [STIC`.^ ESPAÑ()LA
reflajados: Una primera modificación, en el tercer trimestre de 1976, al cambiar la
metodología de la «EPA»; y una segunda, en el segundo trimestre de l^$0, al cambiar el
límite inferior de la definición de la población activa (que pasa de los catorce a los
dieciséis años). A pesar de la importancia de estas modificaciones, se trabaja aqui bajo el
supuesto de que las mismas afectan por igual a todas las regiones españolas.
Los resultados de las estimaciones pueden considerarse por lo general como aceptables, puesto que los coeficientes de determinación se encuentran en su mayoría por
encima de í^,9U y las F resultan significativas ai nivel del 1 por 10U. Respecto aI test de
Durbin-Watson, existe una cierta disparidad de valores, pero debe señalarse en este caso
que la existencia o no de autocorrelación constituye una de las bases de nuestro análisis de
la composicián del paro, como a continuacicín se verá.
4.1.
DESEMPLEO ESTRUCTURAL-FRICCIONAL
EI término independiente constiiuye un indicador del desempleo estructural al comienzo del período de observación. Desde esta perspectiva es significativa la magnitud
del coeficiente para Andalucía y Canarias en primer lugar, y para lo que podrían
considerarse regiones menos desarrolladas (Castilla-La Mancha, Extremadura, Murcia).
La excepción a la regla común de interrelación entre «paro estructural y subdesarrollo» ,
la constituyen las cifras de Madrid y Navarra, zonas que no pertenecen como es obvio a
la categoria mencionada; debe tenerse en cuenta en estas casos la matización que para
la interpretación del coeficiente supone el hecho de que el mismo se ve afectado por los
valores iniciales de la serie, que eran elevados en todas las regiones mencionadas.
Esta matización implica que revista mayor interés, de cara al análisis, la observación de
los términos de tendencia, indicadores de la variación experimentada en el período de
estudio, por dicho componente estructural:
CONiPONENTE ESTRUCTURAL
(Término independiente + Tendencial
Andalucia ......................................
Aragón .........................................
Asturias ........................................
Baleares ........................................
Canarias ........................................
Cantabria .......................................
Castilla-León . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Castilla-La Mancha . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
1." Trimestre
1976
4." Trimestre
1980
IU,39
1,96
3,03
3,53
9,93
3,22
2,70
4,47
15,46
8,23
11,31
8,90
27,50
4,78
11,00
1U,43
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FSTAI^iSTTCA ESPAIwOLA
COMPONENTE ESTRUCTURAL
(Térrnino independiente + Tendencia)
l.cr TrirrKStre
1976
Cataluña .......................................
Extremadura . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Galicia . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
La Rioja .......................................
IVtadrid .........................................
Murcia .........................................
Navarra ........................................
Comunidad i^alenciana . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
País Vasco ......................................
3,26
4,93
0,90
1,52
4,46
5,08
4,93
3,29
2,49
4.° Trimestre
19^0
l0,ló
19,9ó
2,32
I,96
9,ó1
12,12
14,12
9,F3U
10,95
La evolución del componente estructural entre los puntos iniciai y final dei período de
estudio presenta notables diferencias entre unas y otras regianes. De un lado, el
crecimiento proporcionalmente mayor de este componente lo encontramos en el País
Vasco, seguido de Aragán, Castilla-León y Extremadura. Estas cuatros regiones ven
cuadruplicarse su componente estructural en el período estudiado, lo que podría ser
indicativo de mayores cleficiencias en el sistema productivo de las mismas.
Can todo, debe señalarse que para la última observación considerada (4.° trimestre de
1980), los valores más altos del componente estructural se daban en tres regiones poco
desarrolladas: Andalucia, Canarias y Extremadura, en las que ei componente supone más
del 15 por 100.
Entre las de menor crecimienta del componente estructural pueden citarse: La Rioja,
Cantabria y Andalucía. Merece reseñarse el caso de esta última, puesto que a pesar de
ser ciertamente alto el valor del paro estructural, su crecimiento ha sido muy reducido, lo
que indicaría una cierta mejora en el funcionamienta del sistema productivo andaluz, o al
menos, una cierta mejora relativa dentro deI contexto analizado. Podrían aplicarse los
mismos comentarios, aunque con menor claridad, a los casos de Baleares, Castilla-La
Mancha, Madrid y Murcia.
4.2.
I)ESEMPLE4 CfCLICO
Los coeficientes del GAP corriente y el +^AF retardado representan el grado de
respuesta del desempleo regional ante las variaciones en la coyuntura de la economía
nacional en su conjunto. La existencia de signos negativos en algunos de los coeficientes
no resulta fácilmente explicable y puede decirse que carece de sentido económico s. Sin
5 Debe señalarse que tanto el trabajo de Hyclack y Linch { 1984) como el de Lázaro y Panizo
(1979) se enfrentan con el mismo tip© de resultados aparentemente contradictorios.
UNA APLICACION DE [_A ECL?AC'[ON DE^ AR^^C }iLINC:;
71
embargo, salvo los casos de Asturias, Canarias y Castilla-Le^n, que s<^n los únicos en los
que los dos coeficientes son negativas, para las demás, o bien cuentan con dos positivos
o bien con uno negativo y uno positivo, siendo este último además por lo general
estadísticamente más significativo (ver valores de la ^> que el primero (la excepción es
Extremadura).
Los coeficientes mayores corresponden al GAP retardado para Cataluña, Madrid y el
País Vasco, dándose una notable coincidencia en los tres casos, puesto que el coeficiente
del GAP corriente es negativo, pero significativo. Asimismo, con ligeras diferencias, los
comentarios anteriores se pueden aplicar a Aragón, Baleares y la Comunidad Valenciana, aunque en este ^ ltimo caso el coeficiente positivo y más significativo sea el del GAP
corriente.
Con los dos coeficíentes positivos se encuentran Andalucía, Cantabria, Castilla-La
Mancha y Rioja; las «T» ofrecen valores muy poco significativos en el caso de Andalucía
y Castilla-La Mancha, y mejores en el caso de Rioja y Cantabria.
En definitiva, parece existir una cierta relación entre las regiones más desarrolladas y
un grado de respuesta mayor y más definitivo a las variaciones de la coyuntura nacional.
Entre los factores que más se manejan para explicar este grado de respuesta se encuentra
el grado de desarrollo industrial de la región. Como es sabido, la crisis económica de los
últirnos años ha afectado por encima de otros tipos de sectores al industrial, que ha visto
reducirse su peso en la actividad económica en áreas como las citadas en las que su
grado de desarrollo era considerable.
Existen, sin embargo, excepciones a esta observación general, como es el caso de
Asturias, proporcionalmente tan desarrollado industrialmente como alguna de las áreas
anteriores. En este caso, sin embargo, la polarización excesiva en algunas actividades, y
el papel que juega en dicha economía la empresa púbiica son elementos diferenciadores
que pueden explicar en parte el carácter de excepción.
Del resto de las regiones poco puede decirse, pues si bien su rasgo cornún parece ser
la menor respuesta a las variaciones de la economía nacional, el reducido valor de los
estadísticos resta fiabilidad al análisis.
4.3.
DESEMPLEO CfCC.ICO-REGIONAL
E1 valor del Durbin-Watson al S por 100 es de 2,02, por lo que la mayoría de las
regiones no presentan autocorrelación que pudiera ser indicativa de la existencia de
rasgos específicos de la economía regional. Los únicos casos son los de Asturias,
Baleares, Madrid y la Comunidad Valenciana.
E:STADISTIt'A ESNA.ÑC)I_A
^2espectc^ a
Asturias, los factores anteriormente señalados suponen una serie de
aspectos diferenciados y que la hacen marginarse hasta cierto punto de las corrientes
generales de la actividad económica.
La economía de Baleares, por su dependencia de la actividad terciaria (turismo) y sus
propias características geográfícas, parece presentar «a priori» rasgos que explicarían las
peculiaridades del comportamienta de las tasas de paro.
Las explicaciones no resultan, sin embargo, sencillas en el caso de la Comunidad
Valenciana y Madrid, puesto que a pesar de ser zonas ecanómicas con éntidad como
para destacar can rasgos específicc^s, su integración en el c^njunta económico nacional, al
que en buena medida lideran, es un aspecto que se contrapone a dicha diferenciación.
E.n cualyuier casca, nuestro irabajo coincide con los anteriormente reseñados, en el
sentido de yue las resultados no son la suficientemente significativos como para poder
díscernir acerca de la existencia de ciclos regionales dentro de la economía española. Una
posible razón tal vez haya que buscarla en el propio tamaño de los mercados regianales
yue no resulta lo suficientemente amplio por sí sola como para permitir un funcionamiento autónomo dentra del conjunto.
5.
RESUMEN
En este trabajo se han intentado analizar los distintos componentes del paro regional
a través de la estimación de una ecuación en la linea de los modelos de Brechling. El
rasgo diferencial básico del trabaja, respecto a otros realizados en los últimos tiempos
para la economía española, es la utilización de una estimación del GAP del producto
nacional, que se introduce en la ecuación como variable representativa del «ciclo nacional».
Los resultados obtenidos señalan la existencia de grados de respuesta muy diversos de
la:^ regiones ante la evolución de la coyuntura ecanómica. En general es mayor la
sensibilidad de las regiones más desarrolladas, y sabre todo de aquéllas con una base
industrial má^ relevante; por atro lado, la reacción del desempleo regional ante las
variaciones del ciclo nacional se producen en dicho grupo de regiones de forma más
significativa con un cierto retardo temparal.
La exisiencia de problemas estructurales relevantes en algunas de las economias
regionales deja sentir su influencia sobre el paro; para algunas de las regiones más
deprimidas econámicamente el componente estructural-friccional del desempleo alcanza
cotas muy elevadas.
l1NA APL1C'AC'[(^N DE LA ECUAC:ION DE I3RF(^HLIN(^
Por último, el estudio no arroj a resultados significativos en la identificacicín de
posibles ciclos regionales específicos, punto en el que coincide con la mayor parte de los
trabajos recientemente realizados que toman como campo de aplicación la ecanomía
española.
ANEXU
LA ESTIMACION DEL GAP DE PL_ENO EMPLEO
Los intentos ernpíricos de aproximación al concepto de pleno empleo de una economía se enfrentan con problemas de cierta magnitud, problemas que se derivan, en la
mayor parte de los casos de las propias dificultades eonceptuales que rodean al «pleno
empleo» .
Nurmalmente, se entiende por «producto de pleno empleo» o«producto potencial»
de la economía a aquel nivel de producción que puede alcanzarse con la utilización del
total de sus recursos; o en una visión más restringida se asocia el concepto de pleno
empleo con la plena utilización de uno tan solo de ellos, el factor irabajo, dada la
relev^^nci^^ cie éste en el contexto global.
E1 problema surge al intentar trasladar ese concepto teórico a unos datos reales
concretos, al intentar encontrar el equi valente empírico del mismo.
Para ello se parte, por lo general, de la denominada «Ley de Okun», ley formulada
por el economista Arthur M. Okun en diversos trabajos. Esta ley postula la existencia
de una relación estable entre la tasa de desempleo y el nivel de producción (generalmente, en términos de P1B) medido como desviación porcentual respecto al producto
potencial.
Del conjunto de trabajos que se han realizado en nuestro país en los últimos años
sobre el tema del pleno empleo, podemos señalar los siguientes (véase hibliografía
anexa para un mayor detalle de las referencias de los mismos):
u) El trabajo de «Goyuntura Económica» (1977), que calcula el producto potencial
para la economía española a partir de los datos del período 1954-1976 med iante la
estimación de una ecuación que relaciona el P1B con el pleno empleo.
h) EI trabajo de (^liu y Pastor (1979), que es una interesante exposición de los
distintos métodos que existen para el cálculo del producto potencial y que lleva a cabo
una estimación propia a partir del procedimiento exponencial.
E.S`TAI^iSTICA ESPAÑt)I..A
c^ 1 EI «lnfc^rme econcímicc^-financiero del Mini^;teriu cie Hacienda» { 19K2), que eti
simil^^r, en su plantearnienta, al irahdjo señalacio de «^oyuntura Económica».
C'onviene precisar que el ohjetivo de estos trabajos es diferente al nuestru, puesto
que e! primero y último tratan de obiener la praducción de pleno empleo para estimar,
posteriorrnente, el saldo presupuestario de pleno emplea, como criterio para evaluar la
signiticación del sector público en la economía española, siguiendo un planteamiento
clásico en la teoria de la Hacienda Pública. El segundo, por su parte, ilega hasta la
estimación dei pleno empleo, como paso previo para establecer una función de demanda
de trahdjo.
A partir de los trahajos mencionados, se realizaron distintos ensayos de estimación
de una ecuación que relacionard el PIB y el nivel de ernpleo. La ecuación que proporcicanó mejores resultados, en cuanto a 1a calidad de ia estimación, fue ia siguiente
!^ Y_ p,4339 + 4,445 a N
Y
t7,0911 N
(2,22)
{siendo el coeticiente de determinación R^ = 0,6K5; el error estándar SE = 0,4252 y el
estadístico Durbin-Watsón, DW = 2, l 144. Las valores entre paréntesis son los estadísticos «t » ).
aN
, representan las tasas de variación (porceniuales) trime^;tray
Y
N
les del P1B y el empleo, respectivamente, en el p^eríodo 1965-1975. Es decir, que la
[^onde
dY
ecuación finalmente obtenida responde a una forma muy sencilla, utilizando tan scílo las
dos variables esenciales del esquema. I^ebe señalarse que el elevado valor obtenido para
el coefciente de elasticidad «PIB-empleo» puede explicarse, en cierta medida ( aparte de
por motivos ligados a las lirnítaciones y defectos en tas fuentes estadísticas utilizadas),
por ei hecha de que «en parte recage tos efectos derivadas de la mayor utilizacicín ciel
stock de capiial al aumeniar el empleo» 6.
Las problemas de información requíeren un comentario adicional. Las consabidas
deticiencias en !as estadisticas económicas españoias se vieron agravadas, en nuestro
caso, por una particularidaci esencial de nuestro trabajo: e/ ccxrúc•t^r trirrrestrra! que
necesariamente debía tener la estimación del «GAP de plena empleo» de acuerdo con el
planteamiento del modelo central de este trabajo.
La penurid de datos de base trimestral en nuestro país tiene una honrosa excepción en
las estudios del Banco de España. Precisamente a partir de esta fuente se contaba con las
^ Coyuntura Económica, op. cit., p. 29.
LJNA APL_1C:'AC[ON DE; LA ECi.JAC.'ION DE^, E3Etf:C`}^I..ING
75
series cie PIB trimetitrr^l, que han ^id^^ el^aboradas en distintos trabaju^, y recientemente tie
h^in homogeneizado en una serie desestaciunaliz^^da de PIB trime^ ^trai de 19Ei4 ^i 19K^.
EI verdadero prohlema est^ en las series de empleo. Con tudas sus cunsabidas
limitaciones, las encuestas de población activa del 1NE san las únicati que permitían
llevar a cabo una estimación del tipo planteado. Ahora bien, como es sabido, estas series
han experimentado distintas e importantes rr^odificaciones entre 1964 y 19K0. En especial,
la serie sufrió cortes relevantes en 1972 y, sobre tocio, en 1976, fecha en que se modífícci
sustancíalmente la metodología de elaboración. Se contaba con el trabajo de Eorente
(1977 ^ , que ha homogeneizacio la serie de 1972 ^^ 1977, pero el núrnero de observaciones y
el período concreto a que se retiere el trabajo mencionado limitaban en gran medida la
obtención de ia elasticidad «PIB/empleo».
i_a solución, tinalmente adoptada, consistió en utili^ar la serie original de población
activa ocupada del 1NE para el período 1965-1974, con la excepción del año 1972. Para
ello fue necesario, p^irtiendo de los datos del 1NE, realizar distintos supuestos para
corregir la serie original.
A^^n reconociendo que la introducción de tales hipótesis limita en cierta medida la
validez de los cálculos, los resultados de la estimación anteriormente señalada pueden
considerarse como válidos al ser corroborados con otros estudios como los ya mencionados .
Para calcular el P1B potencial, a partir de la ecuación señalada, tomamos, además,
algunos supuestos.
En primer lugar, es necesario establecer algún tipa de hipótesis sobre la ^<mano de
obra poiencial». Obviamente, el total de población activa de un sistema constituye el
«potencial» de empleo del mismo. En nuestro país, por efecto de diversas causas, se ha
dado, en los últimos tiempos, una disminución de la población activa. Aparte de factores
demográficos, indiscutiblemente muy relevantes, parte de esta disrninución hay que
relacionarla con el comportamiento de la población ante ia crisis económica continuada,
que se traduce en una infravaloración de la población activa real '.
En el mencionado estudio de «Coyuntura Económica», corno aproximación más
realista a la cifra de población activa se adoptaba la siguiente hipótesis: suponer que la
población activa real ha crecido en los últimos años a una tasa similar a la del periodo de
augc económico (19bo-1974). En nuestro caso, hemos optado por tomar simplemente el
' Fundamentaimente, la retirada del mercado de trabajo de los jóvenes y la población femenina
que abandonan la búsqueda activa de empleo ante tas dificuitades que elto comporta. Tarnbién,
como motivo coyuntural, hay que mencionar el cambio en la defínición de población activa en
nuestro país desde el primer trimestre de 1980.
ESTAUIST^I('A E^SPA,^JC:)LA
dtitu de pc^hlucicín uc;tivri t^^! y cumu ^,e recu^e en las estt^dititic^^s oticiale^; la razc^n e^trih^^
en que la^, irre^ularici^^de^ ohservdcids en la evolucicín de la población ^^ctiva y cie la
pohlacián en ecf^ad activK^ en los último^ año^, limit^^n en gran medidri la v^^lider cie
cu^alquier supuesto cc^mo e) anteric^rmente señaladc^.
En segundo lugar, necesitamos fiijar algún tipo de hipcítesis sobre lo que constituye el
«pdro de pleno emplern>, esto es, el componente kfriccional-estructural» ciel desempleo.
Pdra ello vamos d tomar la tasa de paro cc^rre^^ ponciiente a un período de auge patpable de
la actividad econcímicd.
En el período 19^65- l973 estd tatia se redujo en los momentos de mayor auge
econcímico a niveles aproximados al 3 por 10O, cifra c^ue puede considerarse como
dceptahle repre^entacicin cie la tasa de pr^ro f'riccional-estructural del sistema.
Con e^tos dus supuetitos, y Id ecuación estimada, se ha obtenido la serie de
estimaciones del P1 B de pleno empleo trimestra) para el período que va desde el primer
irimestre de 197b al cuartu de 19K(J, y, a partir cie la misma y de la de PIB real, el GA P,
e x pre^ado como porce ntaje
GAPtPIB) =
Pt 8'^ - PI B,
PIB,
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SUMMARY
AN APPLICAT[ON OF THE BRECHLING E(;^UATION TO THE
STUDY OH REGIONAL UNEMPLOYMENT SERIES [N SPA1N
This article analyzes unemployment in Spain and its distribution among
the present autonomous communities. lts aim is to obtain a structure of the
differential geographical features of unemployment as well as a description
of its different repercussions on the economic crisis.
That is why a Brechling-type model is used, which includes, nevertheless, as an essential characteristic, a variable that represents the national
GAP instead of the more usual one of unemployment.
The conclusions of t he study carried out on a data basis goi ng from the
^rst quarter of 1976 to t he fourt h of 1980, point to t he e xi ste nce of
differential features between the regions and which have to be taken into
account with a view to political economic measures.
Kev K^vrds: Regional cycles. Unemployment components. Potencial GNP.
AMS. 1980. Subject classification: ó2P20; 90A20.