Presupuesto y Gasto Público 47/2007: 121-136 Secretaría General de Presupuestos y Gastos © 2007, Instituto de Estudios Fiscales

Una evaluación del primer plan regional de empleo de Castilla y León con la metodología de los experimentos naturales ÁNGEL MARTÍN ROMÁN * Facultad de CC. Sociales, Jurídicas y de la CC. Universidad de Valladolid Recibido: Mayo 2007 Aceptado: Junio 2007

Resumen El Plan Regional de Empleo de Castilla y León (PRECyL) se ha convertido en los últimos años en la principal herra­ mienta de política activa de empleo de la región. Los recursos invertidos en dicho plan son cuantiosos. Sin embargo no se ha investigado demasiado la eficacia del plan. Este trabajo pretende hacer avanzar el conocimiento en lo refe­ rente a esta cuestión. Utilizando la metodología de los experimentos naturales (Meyer, 1995), se analiza si el PRECyL ha servido para aumentar la tasa de ocupación y/o reducir la tasa de desempleo de la región. Se adopta un enfoque macroeconómico para controlar los posibles «efecto peso muerto», «efecto sustitución» y «efecto desplaza­ miento» asociados a las políticas activas. Palabras clave: mercado de trabajo, política de empleo, Castilla y León. Clasificación JEL: J68, K31.

Abstract The Regional Employment Plan of Castilla y León (PRECyL) has become as the main tool for active employment policy programmes in that region during the last years. The financial resources invested in such a plan are substantial. However there is not much research about the efficiency of that plan. This work tries to extend the knowledge on this issue. It is analysed if the PRECyL has increased the employment rate and/or has decreased the unemployment rate in the region by using the natural experiments methodology (Meyer, 1995). A macroeconomic approach is adopted to control the possible «dead weight effect», «substitution effect» and «displacement effect» associated to active employment policies.

1.

Introducción

Las políticas activas en el mercado de trabajo son una herramienta ampliamente utiliza­ da por las administraciones públicas con la finalidad de aumentar el nivel de empleo y redu­ * Agradezco los comentarios realizados por el profesor Alfonso Moral. Asimismo, agradezco las sugerencias y observaciones realizadas por un evaluador anónimo de esta revista que han contribuido a mejorar la primera versión del trabajo. No obstante, los posibles errores que permanezcan en él son únicamente responsabilidad mía.

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cir el nivel de desempleo en las economías. El primer Plan Regional de Empleo de Castilla y León (PRECyL), diseñado para el trienio 1998-2000, es un ejemplo de este tipo de medidas. Según los datos publicados en la memoria anual del Consejo Económico y Social de Castilla y León (CESCyL, 2001, p. 293)1, los puestos de trabajo subvencionados por el PRECyL du­ rante el conjunto del trienio fueron 40.382, el número de alumnos que recibieron acciones formativas con cargo al PRECyL ascendió a 62.280 y el número de beneficiarios de actua­ ciones de orientación y asesoramiento a desempleados alcanzó la cifra de 51.859. El presu­ puesto del PRECyL ascendió a 18.574.456.089 Ptas. (unos 111.500.000 €) para las políticas de apoyo al empleo (CESCyL, 2001, p. 295) y 12.658.476.136 Ptas. (unos 76.000.000 €) para las políticas formativas (CESCyL, 2001, p. 301). Las cifras anteriores ponen de manifiesto la entidad del PRECyL así como el importan­ te monto presupuestario que atrajo. A pesar de ello, no existe ninguna evaluación de carácter público acerca de la eficacia del PRECyL en la consecución de sus objetivos. En otras pala­ bras, no se han respondido a preguntas cómo ¿ha servido el PRECyL para aumentar la tasa de ocupación de Castilla y León? o ¿ha sido el PRECyL efectivo para reducir la tasa de paro de la región? La presente investigación pretende dar una respuesta, al menos parcialmente, a estas cuestiones. Para acabar la motivación de este trabajo es necesario justificar por qué se analiza ex­ presamente el primer PRECyL cuando ya se han desarrollado completamente el segundo y el tercero y estamos inmersos en el cuarto. Existen tres motivos. En primer lugar, como ya se ha apuntado antes, no existe ningún estudio previo de carácter público que haya analizado la eficacia del primer plan de empleo por lo que parece interesante estudiarlo antes incluso que el segundo plan. Los otros dos motivos tienen que ver con la disponibilidad de una base de datos adecuada. Por un lado, en el año 2002 se produce una importante reforma metodológi­ ca de la Encuesta de Población Activa (EPA) del Instituto Nacional de Estadística (INE) que afecta a una de las variables que utilizaremos en este estudio para medir la eficacia del PRECyL. Los detalles se explicarán más adelante, pero se puede adelantar que el primer plan de empleo se desarrolla en un período homogéneo desde el punto de vista de la base de datos, cosa que no ocurre con el segundo. Por otro lado, los datos procedentes de la Contabilidad Regional de España (CRE) —que también serán utilizados en la estrategia empírica que se­ guiré en este trabajo— solamente son definitivos hasta el año 2002 con un desglose provin­ cial. Esa carencia de datos definitivos a partir de 2003 en el momento de redactar estas líneas es lo que imposibilita también el análisis del segundo plan. El resto del trabajo se organiza como sigue. En la sección 2, se describen el contenido, las medidas y los colectivos potencialmente beneficiarios del PRECyL. En la sección 3, se presentan algunas consideraciones que la teoría económica ha establecido en torno a las polí­ ticas activas en el mercado de trabajo. En la sección 4, se describe brevemente la base de da­ tos empleada y se explica la estrategia empírica utilizada. En la sección 5, se muestran los principales resultados. En la última sección, se exponen las conclusiones obtenidas más rele­ vantes.

Una evaluación del primer plan regional de empleo de Castilla y León...

2.

123

El Primer Plan de Empleo de Castilla y León

La Junta de Castilla y León, siguiendo las pautas establecidas en el Consejo Europeo ex­ traordinario que se celebró en Luxemburgo en noviembre de 1997 decidió elaborar el Primer Plan Regional de Empleo de Castilla y León para los años 1998, 1999 y 2000. Hay que señalar, no obstante, que la transferencia de los programas de apoyo al empleo a la Comunidad Autóno­ ma de Castilla y León se lleva a cabo con el Real Decreto 832/95. Por otra parte, la transferencia de la Formación Profesional Ocupacional se produce con el Real Decreto 148/99. Pero no es has­ ta el citado trienio 1998-2000 cuando se ordenan las líneas de actuación en la política activa en forma de concretas medidas, configurando de este modo el Primer Plan Regional de Empleo de Castilla y León. Como se señala en CESCyL (1999, p. 287) se trata de un Plan de Empleo com­ plementario del estatal pero en ningún caso puede considerarse subsidiario de dicho plan. Por lo que se refiere a las medidas de apoyo al empleo, éstas se articularon a través de de la existente entonces Dirección General de Trabajo de la Junta de Castilla y León, integrada en la Consejería de Industria, Comercio y Turismo. Se establecieron nueve programas de actuación (CESCyL, 1999, p. 290): (1) Fomento de la contratación indefinida por cuenta ajena, (2) Fomen­ to de la transformación de contratos temporales en indefinidos, (3) Fomento del autoempleo, (4) Fomento de la integración de los desempleados en Sociedades Anónimas y Sociedades de Res­ ponsabilidad Limitada, (5) Fomento de la integración de los desempleados en empresas de eco­ nomía social, (6) Apoyo al empleo de personas con discapacidad, (7) Apoyo al empleo en Enti­ dades Locales, (8) Medidas de apoyo al empleo comprendidas en las órdenes de 23 de junio y 24 de julio de 1998 y (9) Plan de la minería del carbón en las comarcas mineras de Castilla y León. Los cinco primeros programas mencionados engloban transversalmente dos planes: el Plan Joven y el Plan de Mayores. Los colectivos incluidos en el Plan Joven eran los jóvenes desempleados de larga duración, los desempleados con edades comprendidas entre los 25 y los 29 años, los titulados con contratación o incorporación con base a una titulación en pues­ tos acordes a la misma, las mujeres, los discapacitados, los extoxicómanos rehabilitados, los expresidiarios y las minorías étnicas. Los colectivos objetivo del Plan de Mayores eran los desempleados mayores de 30 años, los parados de larga duración mayores de 45 años, las mujeres con responsabilidades familiares, los emigrantes retornados, las personas con disca­ pacidad y los colectivos amenazados de exclusión social. Los detalles sobre las cuantías de las subvenciones pueden consultarse en CESCyL (1999, p. 293). El sexto programa, apoyo al empleo de personas con discapacidad, poseía, a su vez, cuatro subprogramas: (a) proyectos generadores de empleo estable en centros especiales de empleo, (b) mantenimiento de puestos de trabajo en centros especiales de empleo, (c) promoción del empleo autónomo para trabajadores discapacitados y (d) fomento e inte­ gración de trabajadores con discapacidad en las empresas ordinarias. Por otra parte, el programa de apoyo al empleo en entidades locales comprendía tres líneas de actuación: (a) subvenciones a la contratación temporal, (b) plan de empleo de zonas rurales deprimi­ das y (c) subvenciones a corporaciones locales para la contratación de personas con dis­ capacidad o en riesgo de exclusión social. Por lo que respecta a las medidas del octavo programa anteriormente mencionado, existían cuatro líneas de actuación: (a) apoyo de las iniciativas en el ámbito de los nuevos yacimientos de empleo, (b) fomento de la con­

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tratación del primer trabajador, (c) incentivo a los contratos por sustitución de ausencias en la empresa y (d) programas de reordenación y reducción del tiempo de trabajo de la jornada. Por último, el Plan de la minería del carbón en las comarcas mineras de Castilla y León tenía por objetivo la contratación de trabajadores con jubilaciones o prejubilacio­ nes autorizadas. Se pueden encontrar un mayor detalle de cada uno de estos programas y planes en CESCyL (1999). Adicionalmente, los datos financieros así como los puestos de trabajo crea­ dos y mantenidos de acuerdo al PRECyL en cada uno de los años de su vigencia y con des­ glose provincial pueden consultarse en CESCyL (1999, 2000 y 2001). Por lo que se refiere a las políticas formativas llevadas por la Junta de Castilla y León durante el período de vigencia del PRECyL pueden clasificarse en diferentes bloques (CESCyL, 1999, p. 303). En primer lugar, estarían los programas cofinanciados por la Con­ sejería de Industria, Comercio y Turismo y el Fondo Social Europeo. Dentro de este progra­ ma se encontrarían cuatro líneas de actuación: (a) Formación Profesional Ocupacional, (b) Formación en Alternancia, (c) Programa de formación mediante prácticas en empresas para titulados universitarios y (d) Programa de medidas complementarias, de acompañamiento y mejora a la Formación Profesional Ocupacional. En segundo lugar, se encontraría la línea de actuación del Pacto territorial por el Empleo en las cuencas mineras de León y Palencia. En tercer lugar, habría que citar los programas y proyec­ tos de Iniciativas Comunitarias. Esta línea de actuación se enmarcaría dentro de la colaboración con las instituciones de la Unión Europea. Así, la Consejería de Industria, Comercio y Turismo aportó financiación conjuntamente con la propia Unión Europea para el desarrollo de Iniciativas Comunitarias. Las tres iniciativas que incidían directamente en los aspectos formativos de los trabajadores con riesgo de exclusión laboral eran YOUTHSTART, ADAPT y RETEX. En cuar­ to lugar, se encontrarían los cursos de formación ocupacional que realizaron otras Consejerías de la Junta de Castilla y León diferentes de la Consejería de Industria, Comercio y Turismo. Sin embargo, el momento más importante desde el punto de vista de la gestión de la po­ lítica formativa en Castilla y León se produce con el traspaso a la Comunidad Autónoma de las funciones en materia de gestión de la formación profesional ocupacional que venía reali­ zando el INEM, y que se articula a través del Real Decreto 148/99, de 29 de enero. De acuer­ do con dicha norma, la ejecución del Plan Nacional de Formación e Inserción Profesional (FIP) pasa a ser asumida por la Comunidad de Castilla y León, aunque la aprobación del mis­ mo correspondiera al gobierno central. La importancia de este traspaso reside en que el plan FIP concentró la gran mayoría de los alumnos formados con políticas activas durante el pe­ ríodo de vigencia del PRECyL. De nuevo, hay que apuntar que puede encontrarse más información referente a las polí­ ticas formativas en las memorias anuales del Consejo Económico y Social de Castilla y León para los tres años de vigencia del PRECyL (CESCyL, 1999, 2000 y 2001). Adicionalmente, en el Cuadro 1 se muestran resumidamente las principales cifras relativas al PRECyL, desa­ gregadas para cada uno de los años, así como las ratios entre los gastos en políticas de apoyo al empleo y políticas formativas y el número de desempleados. También se presenta en el Cuadro 1 el porcentaje que suponen estos gastos dentro del PIB de Castilla y León.

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Cuadro 1

Principales cifras relativas al Primer Plan Regional de Empleo de Castilla y León

1998 1999 2000

1998 1999 2000

[1]

[2]

[3]

[4]

Programas de apoyo al empleo (€ corrientes)

Políticas formativas (€ corrientes)

Desempleados

PIB (€ corrientes)

29.460.516 32.384.775 49.789.679

5.151.631 30.104.952 40.822.391

150.999 128.213 115.708

30.609.425.000 32.563.366.000 34.725.080.000

[5]

[6]

[7]

[8]

[1]/[3]

[2]/[3]

[1]/[4]

[2]/[4]

195 253 430

34 235 353

0,10% 0,10% 0,14%

0,02% 0,09% 0,12%

Fuente: CESCyL (2001), Encuesta de Población Activa y Contabilidad Regional de España.

3.

Consideraciones teóricas en torno a las políticas activas

Es frecuente encontrarse con opiniones que parecen establecer —sin ningún tipo de ambigüedad— que las políticas activas de apoyo al empleo tienen efectos benéficos sobre el nivel de empleo de una economía, ayudando de esta forma también a la consecución del ob­ jetivo de reducción del desempleo. Así, es común encontrar afirmaciones en este sentido en el debate político —independientemente de la ideología de las fuerzas políticas— o en los medios de comunicación. Parece muy evidente que si las administraciones públicas subven­ cionan un puesto de trabajo existe un trabajador que obtiene una ocupación que en caso con­ trario no habría obtenido, deduciéndose inmediatamente que la tasa de ocupación aumenta y que la de desempleo se reduce. Sin embargo, el funcionamiento de los mercados —y en especial el mercado de traba­ jo— suele ser más complejo y, desde una perspectiva más académica, el análisis económico ha planteado algunos efectos adversos de las políticas activas de mercado de trabajo. Puede consultarse el trabajo de Malo et al. (1999) en el que se identifican tres efectos de este tipo: el «efecto peso muerto», el «efecto sustitución» y el «efecto desplazamiento». El efecto peso muerto, también denominado ganga, hace referencia a que el empresario hubiera contratado al trabajador en ausencia de incentivos de todas las formas. Esto significa que el gasto realizado por las administraciones públicas no aumenta la tasa de ocupación ni reduce la tasa de desempleo, aunque empeora la posición de las finanzas públicas. El efecto sustitución hace referencia al hecho de que los trabajadores que ocupan los puestos de traba­ jo subsidiados sustituyen en esos mismos puestos a otros trabajadores que no son suscepti­ bles de recibir esa subvención (y por este motivo la empresa prescinde de ellos). Lógicamen­ te, los efectos agregados de las políticas activas son similares a los anteriormente descritos, efecto neto nulo sobre el nivel de empleo (y sobre el desempleo) y empeoramiento del saldo

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presupuestario público. El último de los efectos adversos, el efecto desplazamiento, opera de una forma más sutil —aunque no por ello es menos importante— a través del mercado de bienes. Las empresas que contratan a trabajadores subsidiados por las políticas activas ope­ ran con menores costes laborales y desplazan del mercado de bienes a otras empresas, con la pérdida de empleo consiguiente en el caso de estas últimas. Hay que señalar que los efectos negativos señalados se refieren a los incentivos económicos a la contratación, no afectando a otras medidas activas de empleo como la formación y la orientación profesional. También hay que comentar que el efecto sustitución no tiene que ser necesariamente negativo, pues una característica generalizada de las políticas activas de empleo de los países de la OCDE es que sea selectiva y dirigida a los colectivos más desfavorecidos en el mercado de trabajo. Dado que el objetivo de este trabajo es analizar los efectos netos sobre el empleo y el desempleo agregados, es necesario un análisis macroeconómico de la cuestión, pues los efectos sustitución y desplazamiento son imposibles de estimar microeconométricamente dadas las bases de datos existentes. Por tanto, este trabajo sigue un enfoque agregado similar al del trabajo de Malo et al. (1999), aunque los objetivos perseguidos y la estrategia empírica utilizada son diferentes2.

4.

Fuentes estadísticas y estrategia empírica

Para conseguir las principales conclusiones de este estudio se han construido un con­ junto de paneles de datos a partir de observaciones con desagregación provincial. Más preci­ samente, se han tomado las provincias españolas durante los seis años que van desde 1995 hasta 2000 (ambos incluidos). Así se obtiene una base de datos con 54 observaciones cuando se tengan en cuenta únicamente las provincias de Castilla y León y de 300 observaciones cuando se utiliza la información relativa al conjunto de España. El motivo de utilizar una di­ mensión temporal de seis años tiene que ver con que el PRECyL se diseñó para un trienio (1998-2000). Así, se forman paneles de datos equilibrados con tres años en los que el PRECyL no está vigente y tres en los que sí que lo está. El período 1995-1997 se utiliza como referencia y control de la situación previa a la implementación del PRECyL. Las 41 provincias españolas que no pertenecen a Castilla y León se toman como referencia y control de las posibles tendencias comunes al conjunto nacional en las variables laborales en los años de vigencia del PRECyL, pero que no pueden atribuirse estrictamente a las medidas de política económica contenidas en éste. Todos los datos utilizados en el estudio proceden del INE. Los datos de empleo y de de­ sempleo se han obtenido de la EPA3 y los datos de producción de la CRE. En el análisis se van a utilizar dos variables dependientes, una referida a los datos de ocupación y otra relativa a los datos de desempleo. La primera de ellas se denominará tasa de ocupación y la segunda tasa de desempleo. No obstante, hay que advertir que dichas tasas se han medido con respec­ to a la población mayor de 16 años (población potencialmente activa) y no con respecto a la población activa. En otras palabras, la tasa de ocupación se define como la ratio entre la po­ blación ocupada en cada provincia y la población mayor de 16 años en esa provincia. Por otra parte, la tasa de paro se computa como el número de desempleados en cada provincia

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entre el número personas con más de 16 años que habiten en ella. La utilización de la pobla­ ción potencialmente activa en el denominador de las tasas en lugar de la población activa viene motivado por que se piensa que es un indicador más objetivo de la (potencial) oferta de trabajo de una zona geográfica4. Como variable explicativa se utiliza, en algunos casos, la tasa de variación interanual del PIB real provincial tomada de la CRE. Esta variable se define de forma estándar. En el Cuadro 2, se presentan los estadísticos descriptivos relativos a las variables utilizadas en el análisis empírico.

Cuadro 2

Estadísticos descriptivos

España

Media

Máximo

Mínimo

Desviación estándar

TOCUP TPARO TVPIB

41,34 9,02 3,65

56,87 22,02 12,09

30,16 2,89 –3,19

5,45 3,56 2,48

CyL

Media

Máximo

Mínimo

Desviación estándar

TOCUP TPARO TVPIB

39,54 7,82 3,13

48,08 12,81 10,77

30,22 3,13 –2,59

4,52 2,36 2,72

Fuente: Elaboración propia a partir de los datos de la EPA y de la CRE.

La estrategia empírica utilizada está inspirada en la metodología de los experimentos na­ turales5, aunque adaptada a la base de datos agregada con la que se trabaja y a la cuestión que se pretende investigar. En pocas palabras, la pretensión de este artículo al utilizar el método an­ teriormente citado es detectar si existen efectos sobre las variables laborales en Castilla y León atribuibles al PRECyL y separarlos, en la medida de lo posible, de los efectos de otros factores contemporáneos del PRECyL pero diferentes de él. Los límites del enfoque utilizado en este trabajo se explican en Meyer (1995). A medida que se expongan los pasos dados en el análisis y se presenten los diferentes resultados obtenidos, se interpretará la evidencia obtenida así como la inferencia legítima que puede hacerse a partir de ella. No obstante hay que dejar paten­ te que esta no es la única metodología que puede utilizarse para determinar la eficacia del PRECyL. Una línea de investigación futura que podría plantearse es indagar si los resultados obtenidos en este trabajo se mantienen con otros enfoques y con otras estrategias empíricas. El trabajo empírico parte de la estimación, para un panel con datos de las 9 provincias de Castilla y León en el período 1995-2000, de una ecuación como la siguiente: TASA(i,t) = b0(i) + b1D98-00(t) + w(i,t)

(1)

En la ecuación (1) la variable TASA hace referencia en ocasiones a la tasa de ocupa­ ción (TOCUP) y en otras ocasiones a la tasa de desempleo (TPARO) y se precisará conve­

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niente este aspecto al presentar los resultados. Lógicamente, presenta tanto variación espa­ cial (dimensión i) como variación temporal (dimensión t). El término constante (b0) presenta variabilidad espacial porque se estima un modelo de efectos fijos provinciales. Así, la esti­ mación de b0(i) recogería las diferencias en los niveles de partida en las variables laborales de las 9 provincias castellanas y leonesas. La variable D98-00 es una dummy que toma el va­ lor 1 en los años 1998, 1999 y 2000 y el valor cero en el resto. Esta variable pretende medir el posible cambio en las variables laborales analizadas durante los años de vigencia del PRECyL. Evidentemente si el plan ha tenido éxito el signo esperado de b1 debería ser positi­ vo en el caso de la ecuación relativa a la tasa de ocupación y negativo en el caso de la ecua­ ción relativa a la tasa de paro. El término w(i,t) hace referencia al componente de error de la regresión. Si la estimación del parámetro b1 es estadísticamente significativa se podría concluir que se observa un cambio en las variables objeto de estudio en el período de vigencia del PRECyL. Sin embargo, atribuir ese cambio al PRECyL no sería demasiado correcto dado que en esos años pueden haber cambiado otros factores que afectan a las variables depen­ dientes. Un factor claramente influyente en las variables laborales que se examinan en este trabajo es el estado del ciclo económico. Podría ocurrir que los años en los que se implemen­ tó el PRECyL coincidieran con años excepcionalmente buenos desde el punto de vista de la actividad económica y las variables laborales estudiadas presentasen un buen comportamien­ to por la buena evolución de la demanda de trabajo y no por las concretas medidas de política económica contenidas en el plan de empleo castellano y leonés. Una forma de controlar este tipo de cuestiones es mediante la estimación de una ecuación como la siguiente: TASA(i,t) = b0(i) + b1D98-00(t) + b2TVPIB(i,t) + w(i,t)

(2)

En la ecuación (2), se ha introducido la tasa de variación del PIB provincial (TVPIB) como control del estado del ciclo económico. A pesar de la cualificación que supone la ecua­ ción (2) con respecto a la ecuación (1), la estimación de un parámetro b1 estadísticamente significativo en la ecuación (2) tampoco podría considerarse como una prueba incuestiona­ ble de la efectividad del PRECyL. En esos mismos años podrían haber cambiado las condi­ ciones generales del mercado de trabajo español a través, por ejemplo, de la aprobación de legislación laboral de carácter estatal. De esta forma, un buen comportamiento de las varia­ bles laborales examinadas en Castilla y León no tendría que ver estrictamente con la imple­ mentación del PRECyL sino con otras cuestiones. Una primera forma de controlar este tipo de cuestiones es mediante la introducción en la ecuación (2) de una tendencia temporal lineal tal y como indica la ecuación (3): TASA(i,t) = b0(i) + b1D98-00(t) + b2TVPIB(i,t) + bTIEMPO(t) + w(i,t)

(3)

En la ecuación (3) se esperaría que b1 se estimara significativamente para no refutar la hipótesis de éxito en la puesta en funcionamiento del PRECyL. Un escenario interesante es que b1 resultase significativo en la ecuación (1) o (2) y no resultase significativo en la ecua­ ción (3). Esto sería un indicio de que el plan de empleo no ha tenido un éxito real sino que lo que se ha producido en las ecuaciones (1) y (2) es una correlación espuria entre las variables

Una evaluación del primer plan regional de empleo de Castilla y León...

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laborales examinadas y la dummy que recoge la implementación del plan, dado que lo se ha producido en el período estimado es un cambio progresivo (recogido por la variación gradual —año a año— de la tendencia temporal lineal) en las variables laborales y no un salto brusco en los tres años de vigencia del plan. Otra forma de discriminar los efectos puramente asociables al PRECyL de las tenden­ cias laborales generales de la economía española es adaptar la metodología expuesta en Me­ yer (1995) al problema objeto de estudio aquí. Aprovechando el elevado número de provin­ cias que componen la Comunidad Autónoma de Castilla y León y que suponen un 18% del total de las provincias españolas se sigue la estrategia empírica de considerar estas provin­ cias como grupo de tratamiento y el resto de provincias españolas como grupo de control. Evidentemente el PRECyL tiene como objetivo las provincias castellanas y leonesas y sus medidas de política económica deberían tener efecto en ellas y no en otras. Para detectar es­ tos efectos se construye un panel de datos con las 50 provincias españolas y se estima la si­ guiente ecuación: TASA(i,t) = b0(i) + b1D98-00(t) + b2TVPIB(i,t) + b3D98-00xDCyL(i,t) + w(i,t)

(4)

En la ecuación (4), las variables TASA y TVPIB tienen la misma interpretación que en (1), en (2) o en (3) pero ahora la dimensión (i) —la que mide el número de provincias inclui­ das en la base de datos— tiene un rango que varía de 1 a 50 en lugar del rango de 1 a 9 que tenía en las ecuaciones (1), (2) y (3). De este modo, se forma una base de datos con 300 ob­ servaciones. El nuevo término que se introduce en (4) con respecto a las especificaciones econométricas anteriores es D98-00xDCyL. Esta nueva variable se construye como el pro­ ducto de dos variables categóricas: en primer lugar, la variable dummy D98-00 (cuya cons­ trucción ya se ha explicado anteriormente) y, en segundo lugar, de la variable dummy DCyL que toma el valor 1 para las 9 provincias castellanas y leonesas y cero para el resto. En la ecuación (4), ahora la estimación del parámetro b3 reflejaría un cambio idiosincrásico y pro­ pio de las provincias de Castilla y León en los años de vigencia del PRECyL. Por otra parte, hay que señalar que dicho cambio idiosincrásico estimado podría ser diferente del cambio general estimado (esto es, para todas las provincias españolas) en esos mismos años, que ahora vendría recogido por el parámetro b1. Una estimación significativa estadísticamente de b3 indicaría un componente diferencial en la evolución de las tasas castellanas y leonesas, (debido a que esto significaría que b3 es estadísticamente diferente de 0), mientras que la au­ sencia de significación en ese parámetro indicaría que el cambio de tendencia sería comparti­ do por más provincias que las castellanas y leonesas (dado que esto implicaría que b3 no es estadísticamente diferente de 0) y sería difícilmente atribuible al PRECyL6. Adicionalmente se estimará una ecuación similar a la (4) pero incluyendo una tendencia temporal lineal (en la misma de línea de la ecuación (3), pero ampliada con la dummy multiplicativa) para compro­ bar si los resultados son robustos. Con los procedimientos descritos disponemos de una sen­ cilla guía para evaluar la eficacia del plan de empleo castellano y leonés, tomando como re­ ferencia la metodología de los experimentos naturales.

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5.

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Resultados

En el Cuadro 3 se muestran los resultados referentes a la estimación de las ecuaciones presentadas en la sección anterior. Cada una de dichas ecuaciones se ha estimado por Míni­ mos Cuadrados Generalizados (MCG) con ponderaciones de sección transversal para mini­ mizar los problemas asociados a la presencia de heteroscedasticidad de tipo «cross section». Las estimaciones de las columnas (1), (2) y (3) se refieren a las ecuaciones (1), (2) y (3) res­ pectivamente. Las columnas (4) y (5) son relativas a la ecuación (4) y a una versión de dicha ecuación (4) que incluye adicionalmente una tendencia temporal lineal. Los resultados de la columna (1) del Cuadro 3 son muy elocuentes: se estima un incre­ mento en 2,9 puntos porcentuales en la tasa de ocupación de las provincias de Castilla y León durante los tres años de vigencia del PRECyL y una reducción en 1,8 puntos porcen­ tuales en la tasa de desempleo de las provincias castellanas y leonesas en esos mismos años. Es tentador inferir de estos resultados que el plan fue todo un éxito, pero como ya ha sido ex­ plicado, esta deducción no es muy correcta. La inclusión de la tasa de variación del PIB pro­ vincial como variable de control en la columna (2) no cambia excesivamente los resultados. Más precisamente, el ajuste econométrico indica un aumento de 2,8 puntos porcentuales en la tasa de ocupación en el trienio 1998-2000, mientras que la tasa de paro se reduce aproxi­ madamente lo mismo que indicaba la columna (1). Hay que señalar que la precisión estadís­ tica con la que se estiman los coeficientes de la dummy D98-00 es muy alta en las columnas (1) y (2) y tanto para la ecuación con la tasa de ocupación como variable dependiente como para la ecuación en la que se explica la tasa de paro (en todos los casos la estimación es signi­ ficativa para valores menores al 1%). Con respecto al coeficiente asociado a la tasa de varia­ ción del PIB, hay que decir que en la ecuación de la tasa de ocupación presenta el signo espe­ rado (esto es, positivo) aunque el grado de significación puede considerarse únicamente como intermedio dentro de los estándares habituales (se sitúa en el entorno del 12%). Sin embargo, en la ecuación de la tasa de paro presenta un signo perverso (es decir, positivo) y además es significativo a un nivel de menos del 5%. Este signo va en contra de la relación negativa entre estas dos variables —bien establecida en la literatura económica— y conocida como la Ley de Okun7. La justificación de este resultado anómalo podría encontrarse en la corta dimensión temporal del panel (solamente 6 años)8. En términos generales, las conclusiones básicas que se pueden extraer de la observa­ ción de las columnas (1) y (2) es que se produce un importante aumento de la tasa de ocupa­ ción en las provincias de Castilla y León y una reducción de la tasa de desempleo durante los años de vigencia del PRECyL. Además, también se puede decir que estos cambios no son atribuibles a variaciones cíclicas de la actividad económica. La columna (3) se puede inter­ pretar como un primer test sobre la influencia del PRECyL en esos cambios observados en las variables laborales. Si el PRECyL fuera el responsable de esos cambios, se esperaría una variación brusca y notoria de la tasa de ocupación y de la tasa de paro en los 3 años de vigen­ cia del plan. Por otra parte, si los cambios fueran atribuibles a otros factores distintos del plan de empleo castellano y leonés se esperaría una variación más parsimoniosa en las tasas exa­ minadas y distribuida a lo largo de los 6 años. La inclusión de una tendencia temporal lineal en las estimaciones de la columna (3) pretende recoger estos aspectos.

2,886*** (7,876) —

—

—

0,977 1,899 54

(1)

–1,769*** (–8,646) —

—

—

0,900 2,079 54

D98-00

TIEMPO

D98-00xDCyL

R2 D-W N

TPARO

D98-00

TVPIB

TIEMPO

D98-00xDCyL

R2 D-W N 0,926 2,024 54

—

–1,815*** (–9,641) 0,080** (2,198) —

(2)

0,980 1,876 54

—

2,778*** (7,729) 0,106 (1,576) —

(2)

0,972 1,843 54

–0,202 (–0,537) 0,026 (0,694) –0,576*** (–5,300) —

(3)

0,996 1,524 54

–0,369 (–1,059) 0,158*** (4,165) 1,082*** (9,898) —

(3)

0,944 1,780 300

0,280 (1,438)

–2,030*** (–22,823) –0,039* (–1,955) —

(4)

0,990 1,788 300

–0,756** (–2,133)

3,528*** (22,668) 0,119*** (4,105) —

(4)

0,978 1,454 300

–0,160* (–1,736) –0,028** (–1,994) –0,663*** (–2,167) 0,262** (2,047)

(5)

0,998 1,524 300

–0,012 (–0,089) 0,041* (1,923) 1,267*** (2,805) –0,780*** (–3,550)

(5) 0,009 (0,050) 0,048* (1,874) 1,250*** (21,233) –0,762*** (–3,561)

3,631*** (17,449) 0,126*** (3,427) —

–0,143 (–1,281) –0,031* (–1,811) –0,628*** (–17,657) 0,146 (1,151)

–1,961*** (–16,366) –0,050* (–1,895) —

0,951 1,796 186

0,982 1,468 186

(7)

(6)

0,221 (1,081)

0,997 1,507 186

0,991 1,758 186

–0,865** (–2,383)

(7)

(6)

0,949 1,851 144

0,000 (–0,001)

–1,788*** (–10,376) 0,019 (0,679) —

(8)

0,983 1,801 144

–0,755* (–1,702)

3,534*** (12,997) 0,109*** (2,854) —

(8)

0,979

1,603

144

–0,033 (–0,160) 0,007 (0,321) –0,597*** (–10,213) –0,097 (–0,554)

(9)

0,996

1,623

144

0,353 (1,280) 0,068** (2,321) 1,138*** (14,063) –0,789*** (–2,863)

(9)

Fuente: Elaboración propia.

Notas: Estimaciones mediante MCG (Mínimos Cuadrados Generalizados). Estadísticos t entre paréntesis. (*) significativa al 10% o menos, (**) significativa al 5% o me­ nos, (***) significativa al 1% o menos.

TVPIB

(1)

TOCUP

Cuadro 3 Resultados de las estimaciones

Una evaluación del primer plan regional de empleo de Castilla y León...

131

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Ángel Martín Román

Los resultados mostrados en la columna (3) son llamativos. Por una parte, la tendencia temporal se muestra altamente significativa en la explicación de la evolución de las tasas estu­ diadas, como muestran los altos valores (en valor absoluto) de los t-estadísticos en las dos ecuaciones. En la ecuación de la tasa de ocupación la tendencia temporal presenta un signo po­ sitivo y en la de la tasa de paro un signo negativo. Por otra parte, se observa que la dummy D98-00 que tan significativa se mostraba en las columnas (1) y (2) deja de ser significativa a los niveles convencionales. La interpretación de estos resultados es que las tasas evolucionan en los 6 años estudiados (los 3 años previos a la aprobación del plan y los 3 en los que estaba vigente) de forma parsimoniosa y que no se produce un cambio brusco en el trienio entre 1998 y 2000. De esta forma se encuentra evidencia en contra de que sea el PRECyL el causante de los cambios en las tasas de ocupación y desempleo en Castilla y León entre 1998 y 2000. Así, la correlación encontrada en las columnas (1) y (2) entre la variable proxy del PRECyL —la dummy D98-00— y las tasas laborales estudiadas puede calificarse de espuria. Un segundo test sobre la efectividad del PRECyL y basado en la metodología propuesta por Meyer (1995) se presenta en las columnas (4) y (5) del Cuadro 3. En este nuevo diseño empírico se incluyen las 50 provincias españolas y no únicamente las provincias de Castilla y León. El motivo de ello es tener un grupo de control que recogería los comportamientos comunes en las tasas de ocupación y de paro producidas en España durante los 6 años estu­ diados y que no podrían atribuirse al PRECyL. En la columna (4) se presentan los resultados de estimar la ecuación (4) y en la columna (5) los resultados de una estimación similar en la que adicionalmente se incluye una tendencia temporal lineal. En la columna (4), el coeficiente de la variable D98-00 indica que durante el trienio 98-00 la tasa de ocupación en las provincias españolas aumentó en 3,5 puntos porcentuales en promedio mientras que la tasa de paro se redujo en torno a 2 puntos porcentuales, también en promedio. Ambas estimaciones se han conseguido con un alto grado de precisión estadís­ tica y debe tenerse en cuenta que se ha controlado por la tasa de variación del PIB provincial. En relación con esto hay que señalar que dicha tasa de variación del PIB presenta el signo es­ perado en las dos ecuaciones y es significativa a los niveles estadísticos convencionales, si bien la magnitud del coeficiente no es muy alta en ninguna de ellas, lo que de nuevo puede achacarse al corto intervalo temporal considerado. Pero el coeficiente realmente interesante para los fines de esta investigación es el aso­ ciado con la variable D98-00xDCyL. Llama la atención que dicha variable presente signo negativo en la ecuación de ocupación y positivo en la de desempleo. Además, alcanza una significación estadística del 5% en la primera ecuación y una más modesta del 15% en la se­ gunda. Esto significa que, una vez controlados los factores que afectan a la evolución con­ junta de las 50 provincias españolas (además del propio ciclo económico), la tasa de ocupa­ ción de Castilla y León creció menos que en España durante el trienio 1998-2000, mientras que la tasa de paro se redujo también menos en Castilla y León que en España en ese mismo período. Con respecto a la magnitud de dichos efectos, se puede afirmar que durante los tres años de vigencia del PRECyL la tasa de ocupación creció en las provincias castellanas y leo­ nesas en torno a 0,8 puntos porcentuales menos que en las provincias del resto de España, mientras que la tasa de paro se redujo en torno 0,3 puntos menos, si bien hay que puntualizar que este segundo efecto se ha estimado con una menor precisión estadística.

Una evaluación del primer plan regional de empleo de Castilla y León...

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En la columna (5) del Cuadro 3 se repite el experimento anterior pero incluyendo adicional­ mente una tendencia temporal lineal. Los resultados obtenidos con respecto a la efectividad del PRECyL prácticamente mimetizan los de la columna (4). La única diferencia destacable es la pérdida de significación estadística de la variable D98-00 en las dos ecuaciones9. Esto es verosí­ milmente debido a que la capacidad explicativa de dicha variable la recoge en la estimación de la columna (5) la tendencia temporal lineal que sí que se muestra muy significativa en las dos ecua­ ciones. Más precisamente, se estima un aumento anual medio de 1,3 puntos porcentuales en la tasa de ocupación y una reducción de 0,7 puntos porcentuales en la tasa de paro. Este hecho, ade­ más, no hace sino reforzar la idea ya apuntada al observar los resultados de la columna (3) relati­ va a que las variaciones en las tasas laborales estudiadas has sido más progresivas y parsimonio­ sas que abruptas y localizadas en el trienio 1998-2000. Por lo demás, las estimaciones referentes a la variable D98-00xDCyL son virtualmente idénticas a las de la columna (4), aumentando, ade­ más, la significación estadística de dicha variable. Esto provoca que ahora, en el caso de la ecua­ ción de desempleo, la variable se muestre significativa a un nivel del 5%. La perspectiva que muestran los resultados de las columnas (1) a (5) del Cuadro 3 no es muy halagüeña con respecto a la efectividad del PRECyL. A pesar de que se aprecia un au­ mento en la tasa de ocupación y una reducción en la tasa de desempleo de las provincias de Castilla y León en el trienio 1998-2000 con respecto al período 1995-1997, difícilmente pue­ de atribuirse esta favorable evolución a las concretas medidas de política económica del PRECyL. Se puede afirmar esto, en primer lugar, porque se comprueba que las variaciones en las variables no se producen bruscamente en el trienio 1998-2000 (como debería de ser si fueran consecuencia del PRECyL) sino de forma suave y distribuida a lo largo de los 6 años de la muestra. En segundo lugar, se comprueba que la buena evolución de la ocupación y del desempleo en el período estudiado es compartida por las otras 41 provincias españolas (que no reciben las medidas del PRECyL). El resultado más decepcionante es que, desde un punto de vista comparado, las provincias de Castilla y León experimentan una evolución peor en las variables laborales examinadas, en promedio, que las otras provincias españolas durante los años que van desde 1998 hasta 2000. Para comprobar la robustez de los resultados obtenidos en las columnas (4) y (5) se lle­ van a cabo —tal y como sugiere Meyer (1995)— diseños empíricos con grupos de control di­ ferentes. Así, se han definido submuestras de provincias pertenecientes a Comunidades Au­ tónomas que contrasten en gran medida con las provincias castellanas y leonesas. Un primer grupo de provincias son las pertenecientes a Comunidades Autónomas que han gestionado políticas regionales activas de apoyo al empleo mucho antes que Castilla y León. En este pri­ mer grupo se encontrarían las provincias de Andalucía, Canarias, Cataluña, Comunidad Va­ lenciana, Galicia y Navarra10. Estas provincias, junto con las de Castilla y León forman una base de datos de 186 observaciones, y los resultados relativos a este grupo se muestran en las columnas (6) y (7) del Cuadro 3. Un segundo grupo de provincias son las de aquellas Comu­ nidades Autónomas que han tenido gobiernos regionales de signo político muy diferente al de Castilla y León durante el período de análisis. Aquí se incluirían las provincias de Anda­ lucía, Castilla-La Mancha y Extremadura, que junto con las de Castilla y León forman una base de datos con 144 observaciones. Los resultados referentes a este segundo grupo de pro­ vincias se presentan en las columnas (8) y (9) del Cuadro 3.

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Las estimaciones de las columnas (6) y (7) que se refieren a la tasa de ocupación son virtualmente idénticas a las obtenidas en las columnas (4) y (5) respectivamente. Con respec­ to a los resultados que se refieren a la tasa de paro son muy similares a los de las columnas (4) y (5), aunque hay que apuntar que la variable D98-00xDCyL pierde significación estadís­ tica. Así, mientras dicha variable se mostraba significativa a un nivel del 5% en la columna (5), en la columna (7) sigue presentando el mismo signo positivo (que indica una evolución más adversa en la tasa de paro de las provincias de Castilla y León durante del trienio 1998-2000) pero la magnitud del coeficiente se reduce y solamente es significativa a un mo­ desto nivel del 25%. En las columnas (8) y (9), los coeficientes estimados en la ecuación de ocupación, de nuevo, son muy parecidos a los mostrados en las columnas (4) y (5) respectivamente, mostran­ do diferencias muy pequeñas que no modifican las conclusiones obtenidas previamente. Los coeficientes estimados referentes a la ecuación de desempleo si que muestran algún cambio destacable si se comparan con aquellos estimados en las columnas (4) y (5). En especial se ob­ serva que la variable D98-00xDCyL pierde toda significación estadística en las columnas (8) y (9), lo que debe interpretarse como que la tasa de paro de las provincias de Castilla y León si­ gue una evolución que no es ni mejor ni peor que la observada en las provincias de Andalucía, Castilla-La Mancha y Extremadura durante los tres años que van desde 1998 hasta el año 2000. En resumen, los resultados obtenidos para la tasa de ocupación se muestran muy robustos a las dos especificaciones alternativas de la base de datos planteadas. Por lo que se refiere a la tasa de paro los resultados indican una menor diferencia con las provincias de las regiones con más experiencia en la gestión de las políticas activas y una inexistente diferencia con las pro­ vincias de las Comunidades Autónomas de Andalucía, Castilla-La Mancha y Extremadura.

6.

Resumen y conclusiones

El propósito de este trabajo ha sido buscar evidencia empírica de los efectos del PRECyL sobre las tasas de ocupación y desempleo de las provincias de Castilla y León. Para ello se ha adoptado un enfoque comparado, y se han tomado como referencia las otras pro­ vincias de las regiones españolas. Esto permite controlar si la evolución de las tasas de paro y de ocupación en Castilla y León es debida en mayor o menor medida a concretas medidas de política económica en el seno de la región o a tendencias más generales que se producen en el conjunto del país. Adicionalmente hay que decir que se ha seguido un enfoque deliberada­ mente agregado porque el interés de este trabajo está en los efectos netos sobre el empleo y el desempleo y de esta forma se controla mejor la incidencia del «efecto peso muerto», del «efecto sustitución» y del «efecto desplazamiento». Se observa un claro aumento de las tasas de ocupación y una reducción en las tasas de desempleo de las provincias de Castilla y León en los tres años de vigencia del PRECyL, si se comparan con los tres años precedentes. No obstante, a lo largo del artículo se ha presenta­ do evidencia de que esta circunstancia tiene que ver más con la propia dinámica del mercado de trabajo español en su conjunto que con las concretas medidas de política económica del

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PRECyL. De hecho, se encuentra que las provincias castellanas y leonesas, aunque siguiendo la misma coyuntura favorable observada en el conjunto nacional, tienen peores resultados que las provincias de otras regiones españolas en esos mismos años.

Notas 1.

Véase CESCyL (2001).

2.

Además del trabajo de Malo et al. (1999), existen otros trabajos que analizan las políticas de empleo en un contexto español. Un ejemplo es Cueto Iglesias y Taboada González (2004). Otro trabajo, especialmente interesante es Cueto Iglesias (2006).

3.

Hay que advertir que la utilización a nivel provincial de las tasas de ocupación y paro de la EPA en provincias pequeñas repercute en la cuantía de los errores de muestreo. Dichos errores de muestreo pueden consultarse en la siguiente dirección web: http://www.ine.es/inebase/.

4.

A este respecto téngase en cuenta lo difícil y controvertido que es diferenciar un inactivo laboral de un activo laboral en desempleo. A modo de ejemplo, nótese que la reforma de 2002 de la EPA tiene que ver con esta cuestión. Otro ejemplo es la gran cantidad de perceptores de prestaciones por desempleo que la EPA califica como inactivos laborales. Además hay que señalar que las tasas de actividad de Castilla y León son menores que las del resto de España, especialmente entre los más jóvenes (que son un grupo objetivo básico de las políticas activas de empleo) por lo que esta cuestión pudiera tener alguna incidencia en el análisis planteado aquí. Existen, no obstante, trabajos que proponen planteamientos similares y no solamente en los artículos más técnicos o científicos sino en los propios libros de texto (véase Blanchard, 2006). De esta forma, la tasa de ocupación aquí propuesta no se vería afectada por este tipo de cuestiones, mientras que la tasa de paro sería un híbrido en el que el numerador seguiría la tradición pero el denominador no se vería influido por criterios de clasificación en el grupo de inactivos laborales o en el de parados.

5.

Véase Meyer (1995) para consultar una excelente explicación de este método de análisis. Aunque la literatura referente a esta metodología es ya muy extensa, dos aplicaciones interesantes y didácticas aplicadas al campo de la Economía Laboral son los trabajos de Crepon y Kramarz (2002) y de Sánchez-Mangas y Sánchez-Marcos (2005).

6.

Una interpretación alternativa consistiría en pensar que el PRECyL tiene efectos positivos sobre las variables laborales estudiadas en Castilla y León a la vez que otras políticas activas implementadas en otras Comunidades Autónomas también tienen éxito en esos mismos años. Esto enmascararía «econométricamente» la eficacia del PRECyL. Más adelante se volverá sobre esta cuestión con un diseño empírico que pretenderá minimizar este problema.

7.

Véase el trabajo original de Okun (1962). Literalmente, la ley de Okun establece el crecimiento del PIB necesario para mantener constante la tasa de paro. Sin embargo, implícitamente esa relación determina otra entre la tasa de paro y la tasa de variación del PIB. Así, Blanchard (2006) formaliza la ley de Okun como: ut–ut–1 = –ẞ(gyt–g'y), donde ut hace referencia a la tasa de paro y gyt es la tasa de variación del PIB. Por otra parte, ẞ y g'y son dos parámetros, el primero mide la sensibilidad de la variación de la tasa de paro ante desviaciones del PIB de su tasa de crecimiento normal, que es igual a g'y. En Martín Román (2002) se muestra como a partir de la estimación de una ecuación lineal del tipo: ut–ut–1 = a0+a1 · gyt, donde a0 y a1 (que debe poseer signo negativo) son parámetros estimados, se pueden calcular los parámetros ẞ y g'y. A partir de aquí es fácil obtener una relación entre la tasa de paro y la tasa de variación del PIB (dado un nivel de ut–1): ut = a0+a1 · gyt+ut–1

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8. No obstante, hay que apuntar que es el único caso en el que esto se produce, ya que en el resto del trabajo em­ pírico desarrollado en este artículo la tasa de variación del PIB presenta la tradicional relación inversa con la tasa de paro o bien no se muestra correlacionada con ella en algún caso especial discutido al final. 9. No obstante, sigue siendo significativa a un nivel del 10% en la ecuación de desempleo. 10. La selección de las provincias de estas regiones se ha hecho en base a la fecha de transferencia de los progra­ mas de apoyo al empleo a las diferentes Comunidades Autónomas. Castilla y León es una región que recibe estas transferencias en una fecha relativamente tardía (véase R.D. 832/95). En la submuestra se contrapone con regiones que reciben dicha transferencia en fechas más tempranas, como Andalucía (R.D.1056/84), Cana­ rias (R.D.250/85), Cataluña (R.D. 1576/1991), la Comunidad Valenciana (R.D. 268/85), Galicia (R.D. 1928/84) y Navarra (R.D. 930/86).

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