ESTADISTIGA ESPAÑOLA Múm. 89, 1980, págs. 75 a 94

Productividad media del trabajo , salario real y tecnología : Un análisis econométrico por M.a DEL CARMEN GUISAN SEIJAS Departamento de Ec;onometría Universidad de Santiago de Compostela

RESUMEN La tasa de salario real se explica cumo una función de la productividad y de su propio valor retardado. Este rnodelo revela una gran eficacia en los siete países de la OECD entre 19b2 y 1976. Por otra parte, la productividad media de la mano de c^bra se explica mediante una función internacianal Cubb-Douglas, con lu cual depende tantc^ de la tecnulogía, medida pc^r el cuciente del capital (utiiizadu)/manc^ de ^bra (empleo), cumo de nivel de empleo (a causa de la existencia de economía ^ de escala crecientes). Finalmente, el capital utilizado y el empleo se explican desde el puntu de vista del desequilibrio, distinguiénduse dos posibilidades: cuand^ el capital disponible es utilizado plenamente y cuandu no lo es, a causa de otros frenos al crecimiento como la insuficiente disponibilidad de materia prima a las insuficiencias por el lado de la demanda. Se hace hincapié en las problemas actuales de la economía española. Pulubras c^1r^^^Ej: Productividad, tasa de salarios.

I.

INTR(JDUCCION A pesar del indudable interés pulíticu y sucial yue p^see el tema de la determinación

del salariu real hay yue cunstatar la existencia de pucus estudius econométricc^s dedicadus a este tema.

7b

ESTADISTICA ESPAIVOLA

E1 enfoyue más habitual par^^ expiicar el valor de esta variable consiste en construir un modelo explicativu de las variaciones dei salario monetario, el cual suele estar fundamentado en la curva de Phillips, y en explicar las variaciones en el índice general de precios como función de las variacic^nes en el salario monetario. De esta forma el cociente entre el salario monetario y el índice de precios nos proporciona el salario real. I^ado que bajo este enfoque las variacicanes en el salario monetario •dependen de sus vaJores pasados y de las tasas de paro, el salario real aparece fundamentaimente explicado por estas variabies. Este enfoque, de indudable interés para expiicar las variaciones en el salario monetario, parece sin embargo insuficiente para explicar las variaciones en el salario real. Por otra parte, en los modelos macroecon©micos de producción y empleo, el salario real

aparece como variable exógena en la ecuación de productividad marginal del

trabajo, sin yue en general se tenga en cuenta que, cuando se expresa la productiviciad media en función del salarica real, hay que tener en cuenta la interdependencia entre ambas variabies, ya que, a nivel macroeconómico, el salario reai depende de la productividad media.

El propósito de este trabajo es explicar el salario real en función de la productividad media y señalar las causas que determinan el valor de dicha productividad. También se anal i2arán las relaciones entre salarios, inflación y nivel de empleo. Los modelos que utilizaremos para ello son muy sencillos en su exposición y por lo tanto sólo pretenden proporcionar un esquema general que recoja las características esenciales de la determinación del salario real a nivel macroecon+^mico.

11.

SALARI(^ REAL Y PRODU^TIVIDAD

La cumparación de salarios en varios países permite constatar la gran correlación existente entre e1 salario real y la productividad media del trabajo, como puede observarse en Ia tabla 1. En dic ha tabla vemos que al país con más alta productividad {USA) le corresponden los más elevados salarios, y que ai país con más baja productividad (España) le corresponden los salarios más bajos. Si observamus la evolución en el tiempo, vemos que en el período í9b2-76, España incrementó su productividad en 2.034 dólares {a precios de 1970), mientras que Japón lo hizo en 3.276 dólares. Esta es la explicación fundamental de que el salario medio del Japón se haya incrementado más que el salario medio de España, en términos reales. El incremento del salario real en Japón fue de 2.498 dólares de 1970, mientras que en España fue de 2.020 dólares.

PRODUCTiv1DAD MEDiA DEL TRABAJO. SALARIO REAL Y TECNOL(^G1A

!%

rrABLA 1

SALARIO MEDIO, PRODUCTIVIDAD Y PARTICIPAC [ON DEL TRABAJO EN LA DISTRIBUCION DE LA PRODUCCION ( dólares de 1970 por persona c^cupada) Año

1962

1973

1976

País

Salario

Produc • tividad

^°

S^`^1O

Prod uc tividad

^°

Salario

Prod uctividad

^`'

Alemania ...... España ........

3.110 1.117

4.834 1.859

ó4,34 60,09

5.243 2.737

7.821 3.519

67,04 77,78

5.785 3.137

8.610 3.893

ó7,19 80,58

Francia ,...... 3.176 Gran Bretaña .. 2.554 Italia .......... 2.179 Japón ......... 1.488 USA .......... 7.560

4.735 3.912 3.OS6 1.912 10.445

67,07 65 , 29 71,34 77,82 72,38

4.981 3.óS7 4.172 3.426 9.035

7.755 S.4ó 1 S.S3S 4.854 12.977

64,23 66,97 75,37 70,58 69,b2

5.775 3.937 4.528 3.986 8.988

8.479 S . S 3U 5.683 S. l 79 12.992

68,11 71,19 79,68 76,96 b9,18

Una sencilla relación lineal entre el salario real, la pruductividad media y el salario retardado, proporciona buenos resultadus. La tabla 2 expone los resultados obteni^ios al estimar por MCO la relación: Wr = ^o + ^ i (Q^ ^ L1^> + ^3, Wr- ^

(lj

donde W es el salario real, Q es el PIB y L la población activa ocupada, según se indica en el apéndice, expresados en dólares de 197U, y con datos anuales. La muestra utilizada para cada país es bastante pequeña (años 1963-76) y por ello algunos coeficientes no resultan significativos debido a cierta multicolinealidad existente entre las variables explicativas. Así, por ejemplo, en el caso de España encontramos que ni R, ni p^ son significativamente distintos de 0, según el criterio de la t de Student, pero ambas variables resultan conjuntamente significativas según el criterio F. Además, el valor de r^.2 resultó en este casa igual a 0,9885. A pesar de la existencia de rnulticolinealidad bastante elevada entre las variables explicativas y del reducido tamaño de las muestras, los coeficí'entes R, y^i^ resultaron significativos en la mayoría de los países. No se detectó la presencia de autocorrelación, excepto en el caso de Japón. E1 estadístico Durbin-Watson sólo condujo al rechazo de la hipótesis p=© en el caso de dicho país. Por tratarse de un modelo autorregresivo nos encontrarnos con que la presencia de autocorrelación, si existe, provoca correlación contemporánea entre un regresor (el regresando retardado) y la perturbación, conduciendo a estimaciones sesgadas de R, de forma que la utilización del estadístico Durbin-Watson puede conducir a conclusiones incorrectas. En este tipo de modelos es preferible la utilización del estadístico h de Durbin (1970), el c ual, en nuestro caso, condujo a los mismos resultados: sólo se rechazó la hipótesis p= 0 en el caso de Japón. La utilización de este estadístico en

78

ESTADtSTíCA ESPAt^OLA

nuestrc^ caso sólo puede cc^nsiderarse cc^mo una aproximación, ya yue está desarroliado para muestras grandes. La estimación de la relación ^ 1^ en e! caso de Japón, por MCG, mediante el método de Wallis (19ó7) en tres etapas, prcap^rcionó la siguiente estimación: b„ = - O,U361; (0,0394)

6, = 0,2048; C0,0474)

b: = 0,5839; (O,ObSB)

_ -- 0,1884; ^o RECM = 1,53 °,10

donde los términos entre paréntesis son las correspondientes desviaciones tipicas estimadas, y R1c RECM es el parcentaje que ta raíz dei error cuadrático medio representa respecto al valor medio del salaria real. Podefnos observar que los t-ratios correspondiente5 a lus coeficientes de las dos variables explicativas conducen a considerar que su efectc^ es estadisticamente significativo.

TABLA 2

RESULTADOS OBTENIDOS EN LA ESTIMACIUN MCO DE ^✓ir

^ ^^,

+ ^ t (^;r/L;^ ^

+

^ ^ w;,t- r +

LA RELACICJN:

tl^r

(i = 1, ..., 7; t^ 1, ..., 14) (1963-7ó) ^i^^

^i,

^i^

Rz

Alemania C)ccídentaí . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

-O,Zóó3 (0,0963)

0,3606 (0,0702)

0,5345 (0,0969)

U,9975

España . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

-0,4190 (0,2027)

0,7240 (0,2488)

0,23b4 (0,2639)

0,9914

Franc ia . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

- 0, l 334 (O,Ob88)

0,0610 (0,0726)

0,97y 1 (0,1 109^

0,997^3

Gran Bretaña . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

-0,1984 (0,1439)

0,2018 (0,0839)

0.7844 (0,0977)

0,9914

Italia . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

0,0346 (0,0732)

0,1834 (0,0605)

0.7829 (0,0702)

0,9976

Japón . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

-0,0384 (0,0512)

0,2231 (0,0599)

0,7541 (0,0829)

0,9968

U SA . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

I ,Ob 12 (0,331 1)

0,35á0 (0,0877)

0,3747 (0,1302)

0,9792

0,2197 (0,0314)

0,7333 (0,0421)

0,^3992

PA!S

Los siete países . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

NOTA: Los términos entre paréntesis son las correspondientes desvitaciones típicas estimadas. La regresión cvnjunta se etéctuó por el mttodo de variables Ecticias, resultando los siguientes valores estirnados para la ordenada en el c^rigen: Alemania (- -0,1599}, España {0,044j), Fran^ia f-0,1663). Gran Bretaña (- 0,1234). ltalia (0,029H), Japbn ( 0,0251) y USA ( -0,308t3).

PRODUCTIVIDAD MEDIA DEL TRABAJO. SALARIO REAL Y TECNOLOGIA

79

Los resultados de la estimación MCO4 para los siete paises se presentan en la tabla 2. La bandad del ajuste es muy elevada, tanto desde el punto de vista del coeficiente de determinación, el cual figura en la tabla, como desde el punto de vista de la raíz de error cuadrático medio, la cual fue inferior al 1 por l0U del valor medio de W en tres casos: Alemania, Francia y USA. En las demás países su valor fue inferior al 2 por 100, excepto en España, que fue igual a 2,24 por 100. La última fila de la tabla 2 proporciona los resultados obtenidos al considerar (3, y^3^ homogéneos entre los países, estimando la relación:

Wit = ^ F'^idit + F'1(^^t^l--it)

+

^2U^i.t-1

+ uit

i= I

La hipótesis de homogeneidad de dichos parámetros se contrastó mediante el estadístico: ^ F=(SCE/n)/ ^ SCE; d;

^ SCE = SCE(2) -^ SCE;;

i=1

1=t

SCE(2) = suma de cuadrados de errores en ( 2] siendo SCEi la suma de cuadrados de errores de la regresión individual para el pais i, y n y d son los correspondientes grados de libertad. Bajo la hipótesis de homogeneidad de a, y^i^ en los siete países, este estadístico se distribuye como una F con n,d grados de libertad (en nuestro caso, n= 12, d= 77), por lo cual rechazaremos dicha homogeneidad si F es mayor que e1 valor crítico correspondiente, el cual a un nivel de significación del 5 por 100 es en este caso aproximadamente igual a 1,9. Aunque la hipótesis de homogeneidad se rechaza, pues el valor de F resultó igual a 4.3, la estimación conjunta puede considerarse bastante representativa de la evolución del salario real en los siete países, ya que el valor de F es relativamente bajo, la bondad del ajuste es muy elevada y la multicolinealidad disminuye al combinar los datos de los siete países. E1 efecto a largo plazo de un cambio unitario en la productividad, sobre el salario real, es, según la estimación conjunta, igual a: 0,2197/(1 - 0,7333) = 0,8238. Esto significa que un incremento permanente de mil dólares en la productividad media, implica un incremento de 824 dólares (a precios de 1970) en el salario medio anual de los trabajadores. De los resultados de esta sección podemos concluir que la evidencia empírica es favorable a la hipótesis de que la productividad media y el salario real del año anteri©r tienen una influencia significativa en la determinación del salario real de cada país.

ESTADiSTICA ESPAÑOLA

La posibilidad de incrementar el salario real sin disminuir el nivel de empleo sólo puede provenir de un incremento de la producción en términos reales (Q), en los casos en los que la participación del trabajo en el PIB es muy elevada. Asi en e1 caso de la economía española, como puede observarse en la tabla 1, la participación del trabatjo en el PIB era del 80,58 por 100 (obsérvese que en este trabajo consideramos como participación del trab^jo la proporcián que las rentas del traba^}o, sean salariales o no, representan respecto al PIB), y es prácticamente imposible que esta participación pueda elevarse sin deterioro de la evdución econámica. Por este motivo nuestro interés debe centrarse en analizar l;as causas que determinan el valor de Q y de L.

lI[.

PR©DUCTIVIDAD MFDIA Y TECNOLO ^GIA

La relación entre la productividad media y la tecnologia puede expresarse mediante una funcián de producción: dividiendo ambos miembros de la igualdad p^or el nivel de empleo, y en la que consideramos el cociente capital/trabajo como variable indicativa del nivel tecnológico. Una relación representativa en este sentido es la siguiente estimación de la función Cobb-Douglas, obtenida mediante la combinación de series temporales y atemporaJes de los siete países en estudio durante el período 1962-73, según se expone en Guisán (1980 a): log Q^1 =- 0,672 + 0,794 log K~;n mi artículo

PRUDUCTIVIDAD MEDIA D£L TRAHAJO. SALARIO REAL Y TECNOLOGIA

91

GUISAN (19KOb) se efectúa un análisis econométricu de la rentabilidad económica de la investigación y de la educación, centrado fundamentalmente en la repercusión f'avorable de estas inversiones subre la expansión del comercic^ exteriur. La situación en este senticiu es grave, no sólu por la escasez de medios, sino además por las condiciones de aislamiento en que se encuentra un gran número de investigadores que contemplan cómo interesantes resultados obtenidos con gran esfuerzo son ignorados o escasamente aplicadus. Según los datos de la C^NU, los gastos de investigación en España en 1975 ascendían a 0,32 billones de dólares, cifra bajísima si la comparamos con los 10,02 billones de dólares de Japón, los 6,11 de Francia, los 9,34 de Alemania, etc. La situación es igualmente grave si observamos el número de investigadores y técnicos dedicados a la investigación (tanto pública como privada, incluyendo la investigación universitaria). En 1970, por ejemplo, el número de investigadores científicus era en España de 5.842 (con 1.52ó técnicos auxiliares), mientras que en Alemania estas cifras eran de 89.3b2 científicos (con 83.107 técnicos auxiliares), en Fr-ancia 58.740 científicos (con 80.010 auxiliares}, en Japón 318.014 científicos {con 87.613 técnicos ay,^ciliares), etc. Es evidente que después de las cifras indicadas no podemos extrañarnos del milagru japonés. Esta tarea de impulso a la investigación debería ser asumida tanto por la Adm^nistración como por las empresas. En los países citados la ^nanciación de la investigación se reparte, apruximadamente, a partes iguales entre la Administración y las empresas privadas. Una de las principales consecuencias del impulso a la investigación es el incremento de las exportaciones, con el cortsiguiente incrernento de la capacicíad importadora que favorece la expansión del PIB y del empleo. Las resultados obtenidos en los planes de inversión pública en programas de investigación industrial, según los resultados del informe publicado en mayo de 1981, mani^estan efectivamente un importante incremento de ía capacidad exportadora de muchas de las empresas perceptoras de estas ayudas a la investigación. E1 gasto educativo e investigador no debe ser contemplado como un lujo que puede incrementarse a medida que se incrementa el nivel de vida, sino que debe considerarse fundamentalmente corno una inversión muy fructífera, que conducirá sin duda a la elevación del nivel de vida y a la solución del importante problema del paro. Una segunda cuestión importante es la necesidad de una mejoría en los gastos públicos en bienes y servicios corrientes. Ultimamente se ha repetido con gran intensidad en diversos medios de comunicación la necesidad de recortar el Gasto Público. N^ voy a analizar aquí si existe o no necesidad de recortar el Gasto Público en su cifra global, pero sí deseo llamar la atención acerca de los bajos porcentajes que el gasto públicu en bienes y servicios currientes (educación, salud, justicia, etc.} representa en

92

ESTAL7ISTICA E5PAI^UC,A

España, tanta respecto a la Renta Na^cional, como respecto al Gasto Público total. Con los datos de UCDE { 1978} encontramos que, entre 22 países, España es el país al que corresponde el menor porcentaje de gasto público carriente en relación con su Renta Nacional: en 1976, por ejemplo, este porcentaje era en España de l 1,3 por 10U, mientras que en Alemania era del 23,32 por 100, en Francia del it5.^i3 por 100, F,stados Unidos 21,22 por 1U0, etc. En lo que respecta a1 gasto público en educacicín, la comparación era mucho más desfavorable para España: 1,52 par 104 de la Renta Nacional, mientras que en los dernás países en los que fíguran datos, estos porcentajes oscilan entre el 2,04 por 100 de Grecia al 11,38 por lU0 de Japán [4J. Por último, una tercera cuestión importante es la del desarrollo del sectar primario. E1 abandono financiero e n que se han mantenido durante las pasadas décadas muchas actividades susceptibles de incrementar la disponibilidad española de recursos bá.sicos es realmente increíble. l7n ejemalo en este sentido es el caso de la economía ga.llega, abastecedora de elevados porcentaljes de recursos básicos a nivel nacional, cuya rentabilidad podría ser ampliamente incrementada mediante una serie de medidas racionalizadoras e impulsoras de unas evidentes posibilidades ( 5^ . En definitiva, existen soluclones a los problemas económicos de España. La cuestión reside en que aquellas personas e instituc iones que tienen poder para organizar y dirigir esta empresa tomen conciencia de las verdaderas causas de nuestro estancamiento econórnico. APENDICE:

d^R

Relacián de simór^t^s utilizQdos y fuentes de datos: = Variable i'tctic ia: d rr = 1 si Ia muestra pertenece al país i, e igual a 0 en otro caso (i = 1, 2, ..., 7}.

° Es evidente el papel que un gasto público suficiente en bienes y servicios básicos tiene en un proceso de crecimiento, e incluso desde el punto de vista de la expansión del sector exterior: una buena infraestructura urbanistica no sólo incrementa el bienestar ciudadano, sino que además favorece la expansión del turismo; el control sanitario favorece las garantías de higiene de los productos alimenticios y por consiguiente, contribuye al prestigio de los productos españoles y a un incremento en su exportación, un equipo de funcionarios competentes y dinámicos en nuestras delegaciones comerciales en el extranjero favorece sin duda la expansicín del sector exterior, etc. s Recientemente se han celebrado en Santiago de Compostela unas jornadas de estudio sobre la agricultura gallega y el Mercado Común, en las que se han analizado desde muy diversas perspectivas las posibilidades y problemas de este sector. Las ponencias de estas jornadas aparecerán práximamente publicadas en el número 4 de la Reti^rsta Galega de Estudivs Agrarrc^s. E1 inter+és de este tema ,trasciende el ámbito regional, ya que en definitiva, las posibilidades de incrementar los bajos niveles de consumo per cápita de los españoles en diversos productos ganaderos dependen en buena medida de las soiuciones que se adopten ai orientar la actividad futura de 1a agricultura gailega.

PRODUCTIVIDAD MEDIA DEL TRABAJO, SALARIO REAL Y TECNOLOGIA

93

EX P = E xportac iones de bienes y servic ios. G

= Gasto Público en bienes y servicios corrientes.

I

= Formac ión 1 nterior Bruta de Capital .

IMP

= Importaciones de bienes y servicios. B^70. Fuente: 4^CDE.

K

= Stock de capital utilizado: stack de capital de las empresas públicas y privadas, excluyendo viviendas e infraestructuras públicas, valorado a principios de año. B^74. Fuentes: Denison (19ó7), (1974} y(1976); Deusto (1968}, y estimación propia.

KA

= Stock de capital disponible (available capital).

L LD

= Pablación ocupada, en millones de personas. Fuente: OCDE. = Nivel deseado de empleo de acuerdo con la ecuación. de productividad

LS

= Oferta de trabajo: población activa = población ocupada + paro. Millones de

L*

personas. Fuente: OCDE. = Empleo deseado por las empresas bajo la hipótesis de mantenimiento del

Q

= PIB. Producto Interior Bruto. B^70. Fuente: OCDE.

marginal, bajo el supuesto de maximización de beneficias (relación [6^}.

beneficio medio (relación [9^). RFAC = Renta de los factores por la producción interior. Fuente: UCDE. = Nivel deseado del tipo de remuneración del capital. En nuestro caso, su

r*

valor es ^igual al^ valor medio de esta variable en el perioda 1962-73. Elabaración propia a partir de las Contabilidades Nacionales de la OCDE y los datos SB

de capital. = Producto Interior Bruto correspondiente a agrieultura, silvicultura y pesca, minería y agua y energía. Fuente: OCDE. = Tiempo (t = l en 1962, .. ., e igual a 12 en 1973). = Salario medio ( remuneración de los asalariados dividido por el número de asalariados), en miles de dólares de 1970. Se refiere al salario medio anual. Fuente: OCDE.

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94

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SUMMARY

Real wage rate is explained as a function of productivity and its cawn laggeci value.

This model shows a goc^d performance in 7 C^ECD countries

during the p^riod 1962-76.

^n the other hand, the average productivity of

labour is explained thruugh an international Cobb-Douglas function, thus dependending on technology which is measured by the capital (utilized)/labour (employment) ratio, and on the level of employment (because of the existence c^f increasing returns tc^ scale).

Finally, utilized capital and em-

ployment are explaineci from a disequilibrium approach, by distinguishing two regimes: when available capital is fully utilized and when it is not, because of the existence of uther cunstrains on growth such as insufficient availability of raw materials ur insufficiencies from the demand side.

Spe-

cial reference is mac#e to the present day problems of the Spanish economy.

Kc^y t^^c^rt^s: Productivity, Wage Rate.

AMS, 1970. Subject classification: Primary 62P20, Seeondary 62F1U.